2. На основании статистически однородного материала были
построены объединенные кривые распределения для каждого из
выделенных четырех районов 
путем 
группирования 
всех 
одно-
родных эмпирических данных в один ранжированиый ряд. Оценка
параметров объединенной кривой распределения (Сш, См) про-
изводилась методом моментов с учетом объема независимой ин-
формации [2].
Расчет объема независимой информации М,., содержащейся
в объединенном ряду из / корреляционно связанных временных
рядов, производился по интерполяционной формуле
Ми 
М + М (— К) + М,1 К) .. .Н М1 
), (64)
тде М, М» ..., М\— число лет наблюдений в каждом из { постов,
расположенных так, чтобы М/7> М> ...М; В, В» .. В— пол-
ный коэффициент корреляции между временными рядами норма-
лизованных значений.
Относительные средние квадратические погрешности коэффи-
циентов вариации вычислялись с учетом внутрирядной корреля-
ции по формуле Алексеева [3]
еС,н=
- /8оДено 
+( е) 
/[ 
п 
-б 
*
х 100%, 
(6.5)
тде л — общее число членов ряда; г (1) — коэффициент корреля-
ции между смежными членами ряда.
Относительные средние квадратические погрешности коэффи-
циента асимметрии определялись по формуле
5 ачс. ав) 10 %. 
65)
Результаты расчетов представлены в табл. 5.25. Полученные
эмпирические объединенные кривые распределения неплохо ап-
проксимируются теоретическими кривыми распределения Криц-
кого и Менкеля (трехпараметрическое гамма-распределение) при
соответствующих 
соотношениях 
С„/С». 
Величины соотношения
С/С., полученные подбором с учетом значений, определенных ме-
тодом моментов по всей совокупности эмпирических точек, изме-
няются от 
! 
до 3. Одпако средние 
и 
нижние 
части 
кривых
распределения при Р>20 % для 1, 2 и 4 районов неплохо аппро-
ксимируются нормальным распределением (С,=0) и только в рай-
оне 3 соотношение С„/С, равно двум.
Представило интерес сопоставить полученные для отдельных
районов оценки параметров объединенных кривых распределения
349
бслл