годам, когда низкий сток формируется практически только под- земными водами. Это позволяет осуществлять взаимную увязку положения кривых обеспеченности и надлежащим образом оце- нивать резко отклоняющиеся точки. В отдельных случаях, отли- чающихся своеобразием условий формирования минимального или меженного стока, приводящим —к существенной разнице в величине, например, суточного и 30-дневного стока, может на- блюдаться заметное расхождение в направлениях этих кривых. При расчетах обеспеченного стока за лимитирующий или маловодный сезоны вероятность появления неоднородных рядов фактических данных значительно повышается, причем наиболее часто это может происходить для стока маловодного сезона. Лимитирующий сезон на большей части территории СССР на- блюдается в зимний период, когда сток рек формируется под- земными водами, и, следовательно, информационные ряды явля- ются генетически однородными. Исключение могут составлять реки, находящиеся на границе смены зимнего лимитирующего сезона на летне-осенний, поскольку в этой области в зимний сезон в результате оттепелей в отдельные годы могут наблю- даться различной величины паводки. Летне-осенний лимитирую- щий сток в отдельные годы тоже может в известной мере фор- мироваться паводочными водами, что отражается на однород- ности ряда наблюдений. ! В маловодный сезон, имеющий наибольшую величину стока из разряда всех характеристик низкого стока и приходящийся на летне-осенний сезон для основной части территории СССР, участие поверхностных вод в формировании речного стока бы- вает наибольшим. При построении эмпирических кривых обеспе- ченности стока маловодного сезона отдельные точки или группы точек в зоне малых обеспеченностей существенно отклоняются от направления основной группы точек зоны больших обеспечен- ностей. Использование аналитических кривых обеспеченности для всего ряда в подобных случаях становится неправомерным. Весьма наглядным показателем неоднородности ряда явля- ется характер гидрографа в рассматриваемый сезон для мало- водных и многоводных лет. Наличие пиков дождевых паводков, например в летне-осенний маловодный сезон, в отдельные Ггоды свидетельствует о существенной роли поверхностных вод в фор- мировании стока маловодного сезона, и чем больше их доля, тем неоднороднее информационный ряд. Таким образом, за критерий однородности ряда примени- тельно к низкому стоку может быть принято соотношение вели- чины поверхностного и подземного питания реки в рассматри- ваемый сезон. Имеющийся ряд считается однородным при пре- обладании одного из видов питания. Известно несколько приемов подбора аналитической кривой обеспеченности к эмпирическим точкам неоднородного ряда. Основные из них — метод усеченных кривых и использование 138 составных кривых обеспеченности для построения суммарной кривой. Построение усеченной кривой для одной группы лет производилось в основном при расчетах максимального стока [5, 24]. В последние годы Л. М. Ковалев [86] применил эти кри- вые к определению низкого стока рек, в частности сезонного стока за маловодные годы. Он определял параметры аналитиче- ской кривой обеспеченности, которая соответствовала бы поло- жению эмпирических точек в зоне — больших обеспеченностей (Р>50%), на основании установления связи параметров усе- ченной кривой и биномиальной кривой, принимавшейся за теоре- тическую кривую распределения полного ряда наблюдений (рас- ° четная кривая). В рассматриваемых Ковалевым случаях биномиальная кри- вая в зоне больших обеспеченностей проходила значительно ниже эмпирических точек (на 100—200% и более) вследствие наличия в ряду наблюдений многоводных лет, значительно за- вышающих коэффициент изменчивости всего ряда. Для по- строения усеченной кривой Ковалев рекомендует из имеющегося ряда ранжированных значений выделить нижнюю %оловину‚ эмпирическая обеспеченность которой превышает 50%, и для такого усеченного ряда определить среднюю арифметическую величину стока бус и значение коэффициента изменчивости Са Полученные параметры ©Оус и Съус эмпирического усеченного ряда графически связываются с такими же параметрами бино- миальной кривой распределения и полученные переходные ко- эффициенты используются затем для расчета параметров тео- ретической кривой обеспеченности. Величина переходного коэф- Фициента К от среднего значения стока усеченного ряда к сред- нему значению стока расчетной кривой устанавливается по табл. 12, так же как и значение коэффициента изменчивости С, Таблица 12 Расчетные коэффициенты для определения среднего значения стока по биномиальной кривой обеспеченности рус ° <© 00 — =1 ©) л Н> Н © Ю — ЗШЫЬЬШФЮЮЫЫ оОО лО лО ОООФООФОРОФ осс В л со — 60 ©) 00 © С0 л— — с 90 139