автокорреляции между стоком смежных лет, который значимо от- личается от нуля (г=0,2--0,3) и который выделяется из общего. расположения точек при т> 1. Анализ эмпирических автокорреляционных функций показал, что ординаты корреляционных функций, как правило, группиру- ются между собой, отклоняясь по несколько точек подряд выше или ниже нуля. В данном случае можно сказать, что любой случайной после- довательности чисел свойственна цикличность, причем эта циклич- ность тем больше выражена, чем выше автокорреляция между смежными членами ряда. Эмпирические автокорреляционные функции имеют более выраженную цикличность по сравнению с колебаниями речного стока. Вместе с тем из этого не следует, что процессу годового стока свойственна периодичность. Действительно, продолжительность циклов в случайной после- довательности или в последовательности простой цепи Маркова будет самой:различной, поэтому эмпирическая автокорреляцион- - ная функция отражает цикличность лишь той выборки, на осно-. вании которой она рассчитана и не отражает процесса в целом, так как при увеличении длительности рядов наблюдений будут по- являться циклы разной продолжительности и вид автокорреляци- онной функции будет постоянно меняться. Именно такая картина и наблюдается при расчете автокорреляционных функций рядов / годового стока [80]. Признание же дальних внутрирядных связей в многолетних ко- лебаниях годового стока свидетельствует о периодичности в их ходе, которая случайна в исследуемой выборке. Физических причин, объясняющих наличие пернодических ком- понент в многолетних колебаниях речного стока, нет, если` не счи- тать годовой период, связанный с обращением Земли вокруг Солнца. Поэтому доказательства достоверности дальних внутри- рядных связей следуст искать лишь статистическими методами. Ввиду того что индивидуальные оценки эмпирических автокор- реляционных функций речного стока настолько ненадежны, что ставят под сомнение достоверность пне только дальних, но и ближ- них внутрирядных связей (т=1), при решении данного вопроса ис- пользуется групповой анализ, основанный на совокупности наи- более продолжительных наблюдений за стоком рек СССР. На рис. 2.4 представлены кривые обеспеченности коэффициен- тов автокорреляции по рядам различной длительности и при раз- личных параметрах сдвига т. При всех продолжительностях наб- людений, кривая обеспеченности коэффициентов автокорреляции при с=1! резко выделяется вверх по сравнению с аналогичными кривыми при т> 1. Далее, как правило, следует кривая обеспечен- ности при т=2, что хорошо согласуется с автокорреляционной функцией простой цепи Маркова г (х) =г (1)* (при т=2 будем иметь / (2) =0,3?=0,09). При т=3--10 и при т= 11-+-20 эмпириче- 82