Коэффициенты корреляции в большинстве случаев являются
мебольшими. Однако в связи с тем, что они получены путем осред-
нения данных по большому числу бассейнов, к тому же разделен:
ных на две группы, имеющие, в общем, близкий характер измене-
ний во времени, можно считать, что они отражают реальные при-
родные закономерности в отношении их изменений во времени.
Из рис. 
1 видно, 
как кри-
вые колебаний средних — коэф-
фициентов — корреляции — всех
72 бассейнов (Ё; ) и зарегули-
рованной группы рек 
(г 
) —
15 бассейнов 
— через 
6—8 лет
изменяют положительное 
зна>
чение коэффициента — корреля-
&@ — ции на отрицательное 
и 
что
фазы чередования максимумов
й 
— , 
и минимумов 
для незарегули-
0 
#6 
1ОЙОНФ — рованных рек короче, чем для
Рис. 
1. Суммарные автокорреляционные — Зарегулированных,
функции, ` 
Кривые 
колебаний — средних 
В сложных — геофизических
козффициентов: Кор 
— по 72 бассейнач, — процессах — для — выявления
тср 
— только по зарегулированным 
бас- 
”
# 
сейнем 
скрытых — периодических — со:
ставляющих 
используется
спектральная плотность, Эта характеристика получается путем пре-
образования Фурье корреляционной функции исследуемого процес-
са (Вентцель, 1962). Сущность преобразований состоит в том, что
корреляционную функцию последовательно перемножают на коси-
нусы переменной частоты. 
В полосе частот определенной ширины
получают среднюю плотность дисперсии, которая отражает спект-
ральную мощность процесса. Плотность распределения дисперсии
по частотам называется спектральной плотностью; описывается она
выражением
5,(0) = % 3‘ & () - сов отат,
ё
где & (х) — корреляционная функция;
о 
—Ё_і—часюта колебаний;
Т — период колебаний.
Поскольку при 
анализе 
многолетних 
колебаний 
стока мы
имеем дело с единственной ограниченной реализацией, то определе-
нне спектральной плотности ведется по формуле конечной суммы,
которая имеет вид (Волженков, Истошин, 1965)
м
В 
, 
1 
х
5„_Аг[?;— 
: 2(н ММ)&созцгм‹р)]
х
тек=0,1,2, м*
м