ни средние, ни среднее квадратическое отклопение не влияют на
статистики 
порядковых 
критериев.
Помимо статистических критериев, предназначенных для ана-
лиза одной индивидуальной выборки, в гидрологии оценка резко
отклоняющихся 
значений 
производится 
также статистическими
методами по совокупности рядов наблюдений. Подобные методы
не рассматриваются в настоящей работе, но приводятся в [5, 104,
110}.
В связи с тем что критерии Диксона и Смирнова 
— Граббса
наиболее эффективны в практическом использовании, далее про-
изводится их обобщение для корректного приложения к анализу
рядов гидрологических характеристик.
Обобщение критериев 
Диксона. Критерии Диксона предназна-
чены для статистического анализа одпого или нескольких резко
отклоняющихся значений 
в выборке, 
Распределения статистик
критериев впервые получены В. Диксоном (108] при условии нор-
мального распределения 
генеральной совокупности 
и 
выборок
объема, л, где л=3 (6) +30. Общая формула статистик для мак-
симального члена ум ранжированной выборки имеет вид
РКм= (ун—Ин- 
ам— М н) 
(1.4)
тде ОКу — статистика Диксона; #=1, 2; /=1, 2; К=1, 2, ..., 6.
В практике гидрологических расчетов критерии Диксона полу-
чили широкое применение, начиная с работ [9, 52, 79]. В настоя-
щей работе пять критериев Диксона были обобщены для гидро-
логических последовательностей из распределения Пирсона 1
типа с 
внутрирядной связанностью между смежными членами.
Кроме того, расширен диапазон применения критернев для вы-
борок объемом от 30 до 100 элементов.
Статистики 
критериев Диксона 
рассчитываются по следую-
щим формулам:
а) для максимального члена уу ранжированной выборки
Р1 
м = (Ун—-бы-а)их— 
И) 
(1.5)
Р2у = (Ун--им-л)/(Им— 
), 
(1.6)
23 = (ум—-Им-а)(ум— 
), 
(1.7),
Р4у = (им——Им-2)Им— 
13), 
(1.8)
05 
у = (им——Им-г)(ум—— 
)) 
(1.9)
6) для минимального члена у: ранжированной выборки
Р1, = (и— о)/ 
— м)› 
(1.10)
2, = (— #2)( —И 
м-) 
(1.11)
03, = (— 
)/( — Им-1), 
(1.12)
Р4, = (— 
)/( — И м- ), 
(1.13)
5, = (— 
о)( —И м)- 
(1.14)
Э.