суточных расходов воды на р. Остер— 
с. Ходунь с пернодом
наблюдений л=9?5 лет (1951—1975 гг.). Эмпирическое распределе-
ние этого ряда представлено на рис. 1.7. Из рисунка видно, что
существует заметное различие между верхней частью кривой
(восемь` значений расходов воды) и нижней частью, состоящей
из оставшихся 17 значений. Для проверки однородности эмпири-
ческого распределения использован критерий 
Диксона, который
применен к преобразованному ряду В; по (1.17). Коэффициенты
асимметрии и автокорреляции полученного ряда были оценены
500; 
®
400
500
200
то0|
й 
й
И 1500 
0 
х 
й 
5%
Рис. 1.7. Эмпирическое распределение максимальных расходов воды на р. Остер
у е Ходунь.
1 — наблюденные величнны, отмеченные в [74) ак сомнительные,
по совокупности шести рядов-аналогов [60]. Коэффициент автокор-
реляции г ряда В, оказался статистически незначимым, поэтому
он принят равным нулю, коэффициент асимметрии объединенной
совокупности С,=1,5. Рассчитанные зпачения статистик Диксона
по ряду /Б\. для р. Остер 
— ©. Х°ЁХ...' равны: 6\1_\1—'0.615, 65‚‹=
=0,625, ОЗу=0,625, О4у 
= 0,664, ОБу=0,669. Соответствующие им
критические значения Ому* определены при С,=1,5, 
г=0 н а=
=5%: 01:*=0,28, О2м*=0,50, ОЗм*=0,62, О4у* =0,58, О5у* =
=0,58. Из сравнения расчетных и критических значений статистик
следует, что гипотеза о наличии резко отличающегося значения
в ряду В, пе отклонястся с вероятностью Р=95 %. Поэтому со-
тласно приведенному выше правилу, ряд максимальных расходов
воды имеет «точку возмущения» и является неоднородным, со-
26