Эта поправка зависит практически только от величины г; ука-
занная зависимость приведена на рис. 2. Для несвязных рядов
поправка К; равна единице и уравнение (3) превращается в урав-
мение, обычно используемое в гидрологии. ‚
Сопоставление — 
теоретических /;
стандартов, - вычисленных по урав-
нению (3), с фактическими, 
полу- — #)
ченными по 18 рассмотренным нами 
*
совокупностям выборочных средних 3
представлено в табл. 2.
"Таблица 2 показывает практиче-
ски полное совпадение фактических $)
данных с_теоретическими, | что, 
ло
мнению Е. Г. Блохинова: (1966), яв- 
#/
ляется кбсвенным — подтверждением 
—
отсутствия каких-либо погрешностей — 5;
в 
материалах 
по 
моделированию
случайных выборок и их обработке. 
*
Стандартное отклонение и коэф- 
Рис. 2. Зависимость поправки ми
фициент изменчивости, 
Для выбо- 
С8зиость к_стандартной 
ошибке
рочной оценки стандартного откло- 
Реднего () от кокроДНента,
нения 
и коэффициента — вариации 
Рролям
оЬыч)ио используются следующие уравнения (Крицкий и Менкель,
1946):
:
т 
У-—
„- у “ 
®
/ Ё‹к,—})»
© '/ СнЕа 
©
2(@—1)
Строго говоря, эти оценки смещены как для связных, так и для.
несвязных рядов: смещение отрицательное, возрастающее с увели-
чением исходного коэффициента изменчивости. Однако величина
смещения сравнительно невелика. В наших расчетах она не превы-
шала 3—4%, так же, как и в расчетах Е. Г. Блохинова, по свиде-.
тельству которого (1966) практического значения поправка на сме-
щенность здесь не имеет.
Иллюстрацией кривых распределения 
выборочных 
значений
коэффициента изменчивости служит рис. 3, где даны распределения
для 
С„=1; п=0; 0,3; 0,5 и п=25.
Асимметричность приведенных и других рассмотренных нами
распределений характеризуется коэффициентами асимметрии и их
Е