Таким образом, вычислив по данным наблюдений коэффи-
циенты вариации и асимметрии, т. ©. определив второй и третий
моменты площади эмпирической кривой распределения, мы при-
К
18 
Г
44
0
э 6
® 
ъ
г
_./0 
1 
1 
1 
Д, 
1 
| 
1 
1, 
| 
|
"а 
ю 
20 
30 
40 5 
&© 
7 680 
90 В%,
Рис. 4.2. Схема построения и пользования табли-
цей интеграла вероятностей.
нимаем их за второй и третий моменты площади биномиальной
асимметричной кривой распределения и, пользуясь таблицей ин-
теграла ее уравпения, строим 
слаженную теоретическую кри-
вую в необходимых пределах
К 
обеспеченности.
20 
Известно, что параметры С,
18 
и С, не обладают достаточной
6 
устойчивостью 
(особенно 
С,)
14 
и расчетная теоретическая кри-
12 
вая — обеспеченности, 
. отвеча-
{0 
ющая 
наблюденным — точкам,
часто — устанавливается — под-
о8
46
0,8
4,2
бором. Поэтому при построении
и 
подборе 
кривых обеспечен-
ности 
необходимо 
знать, 
как
влияют С, и С, на их очерта-
ния, 
что 
иллюстрируется 
рис.
0 
Ю0 20 30 40 50 60 70 80 50 Р%,
Рис. 4.3. Влияние величины коэф-
фициента вариации С, на форму
кривой обеспеченности (при С, =0).
4.3 и 4.4
На рис. 4.3 легко заметить,
что с увеличением С, увеличи-
вается наклон кривой обесле-
ченности относительно горизон-
тальной линии & ==1,0, которая характеризует ряд, состоящий из
постоянных величин &;=1 с С,=0. Таким образом, с увеличением
С, более резко меняются координаты кривой при переходе от
190