территорией СССР не отвечают подобным условиям: они очень
разнородны как по характеру образования, так и по направлению,
поэтому можно считать, что построенная общая для АТС прост-
ранственная корреляцнонная функция за многолетний период 
не
является изотропной.
Это предположение подтверждается 
и 
при оценке однород-
ности ПКФ, проведенной по статистическим критериям следую-
< 
н 
ада 
аа СВаа 
и 
'! 
ааваа 
В 
аа,
‘' 
осво 
оо 
ПЙ вЫОГ СОГОНО ОЫ
Рис. 
4.12, Пространственная корреляционная функция среднего месячного ми-
нимального летне-осениего стока рек АТС,
щим образом. Вся корреляционная функция разделялась на` гра-
лации по 200 км от 0 до 4400 км. Для каждой градации строи-
лось 
распределение 
выборочных 
коэффициентов 
парной 
корре-
ляции. Оценка одпородности как всей эмпирической функции рас-
пределения 
коэффициентов корреляции, так 
и отдельных резко
отклоняющихся зпачений, производилась по критериям Диксона,
обобщенным с учетом асимметрии н автокорреляции в ИСХОДНЫХ
выборках [73]. В результате анализа получено, что для двух гра-
лаций (1401—1600 и 2601—2800 км) эмпирическое распределение
неоднородно е вероятностью Р->99 % 
а для трех градаций (201—
100, 601—800 и 801—1000 км) — с вероятностью Р=95 % 
Такую
пространственную — корреляционную 
функцию 
нельзя 
признать
полностью однородной, 
и необходимо провести более детальный
анализ 
прострапственной 
структуры колебаний — минимального
293