нородным данным оказалось меныше, чем по однородным. Этот
вывод не увязывается с обычными представлениями о неоднород-
ности, скажем, средних значений из-за неправильного тренда.
На рис. 2.2 представлены совмещенные 
автокорреляционные
функции годового стока рек, полученные по рядам различной про-
должнительности, на которых прослеживается четкое уменьшение
рассеивания эмпирических коэффициентов автокорреляции с уве-
личением объема наблюдений, что находится в соответствии с тео-
ретическими значениями доверительных границ.
Так, в табл. 2.6 помещено число попаданий ординат автокорре-
ляционных функций годового стока в различные доверительные
области.
Анализ данной таблицы свидетельствует о вполне удовлетво-
рительной сходимости теоретических значений с эмпирическими
данными. Незначительное расхождение вполне может быть объяс-
нено ограниченным объемом исходной информации, особенно при
большой продолжительности наблюдений (например, при л=95--
--104 использовано всего пять рядов наблюдений и поэтому вполне
сстественно, что в доверительную область +а попало 54,4 % всех
точек вместо 67 %).
Доверительные границы рассчитывались по формуле
о 
== |1— (г (5)?|//п—т 
1 
©1
с учетом коэффициента автокорреляции между стоком смежных
лет, который оценивался по совокулности всех рядов наблюдений.
На рис. 2.3 автокорреляционные функции, соответствующие мо-
дели простой цепи Маркова, рассчитаны по формуле
г(к)=г(1)*. 
(2.2)
Эмпирические 
автокорреляционные функции удовлетворительно
соответствуют принятой модели простой цепи Маркова.
Вместе`с тем обращает на себя внимание то, что эмпирические
автокорреляционные функции при т>>2 несколько смещены в от-
т 
Таблицо 2.6
Попадание (%) ординат автокорреляцнонных функций
при т>> 2 в доверительные области 0, +20, 30
Доверительные границы
‘Число ле 
Число_используе- 
алЕы,
наблюденнй. 
мых рядов
я 
=о 
+ 20 
30
202 
66,5 
965 
100
140 
629 
92,2 
99,6
у 
42 
681 
934 
99,7
22 
73,2 
934 
100`
10 
66,7 
95,0 
100
5 
ЫА 
92,2 
100