вок и коэффициентов корреляции между смежными членами ряда
для районов Советского Союза.
На основании эмпирических данных трудно отдать предпочте-
ние математической модели, используемой Ратковичем или Ан-
дреяновым. Вместе с тем на основании рансе проведенного ана-
лиза математических моделей описания 
многолетних 
колебаний
речного стока следует отдавать предпочтение двум моделям в со-
ответствии с работой Ратковича [72].
Оценка случайности появления 
группировок 
различной 
дли-
тельности получена с использованием критерия серий, который ос-
Рис. 2.1, Зависимость средней длительности группировок от коэффициента авто-
корреляции годового стока,
1 — по модели В. Г. Андреянова [7}, 2 — по модели Д. Я, Раткови
данные.
[72), 3 — эмпирическ
нован на сопоставлении максимальной длины и числа серий, рас-
считанных 
по ряду 
наблюдений, 
с теоретическими 
значениями,
свойс;'венинии 
случайной 
последовательности, 
в 
соответствии
сгл. 
1.
Оценка случайности многолетних рядов годового стока по кри-
терию серий по общему их числу и максимальной длине представ-
лены в табл. 2.2. Знак -+ означает, что проверяемая гипотеза слу-
чайности не отвергается, знак 
— означает, что гипотеза случайно-
сти не может быть принята. Анализ табл. 2.2 показывает, что
большинство рядов годового стока не противоречат модели слу-
чайной последовательности. Для ряда районов СССР, например
бассейнов рек Северского Донца и Приазовья, Среднего Урала
и Приуралья, рек Урало-Эмбинского района, некоторых 
районов
Сибири и Приморья, установлено повышенное число рядов с не-
случайным Характером группировок лет повышенной и понижен-
ной водности.
Следует особо подчеркнуть, что полученные в табл. 2.2 резуль-
таты основаны на индивидуальных рядах наблюдений. Учитывая
ограниченный объем исходных данных по каждому посту, уверен-
ных выводов о случайности или неслучайности колебаний годового.
7о