ии, ическому материалу никогда не проверялось. Более
того, соотношение (1-3), вытекающее из закопа распре-
деления (1-2), оказывается для многих рек далеко не
верным. Оно было выбрано лишь потому, что среднее от-
нпошение С./С, по некоторой группе рек оказалось близ-
ким к 2 и что только при этом соотношении нижним пре-
делом стока является нуль.
Итак, функция распределения (1-2), которая в на-
стоящее время имеет большое распространение в гидро-
логии, удовлетворяет только первому из основных усло-
вий, поставленных С. Н. Крицким и М. Ф. Менкелем.
Среди двухпараметрических распределений, удовлет-
воряющих — первому 
— условию 
С. 
Н. 
Крицкого 
и
М. Ф. Менкеля, кроме (1-2), нужно также назвать лог-
нормальное распределение, описываемое функцией
[ # _ (тар
п—;а 
В й при к0
9 ( а.а)пі Уа 
(1-4)
о 
при & <0.
Из этого закона вытекает равенство.
е 
(1-5)
Показатель эксцесса равен /7==С* -|- 67 -|- 15С!-|-16С°,
Расчеты для годового стока, проведенные в ГГИ и
Энергосетьпроекте по совокупности групп рек (по каж-
дой реке в отдельности С, достоверно вычислить нельзя
ввиду малого объема выборки), показали, что для рек
с небольшими С, (до 0,5) и большими коэффициентами
корреляции между смежными членами ряда ' (от г=0,3)
соотношение 
(1-5) ближе к 
истине, 
чем 
соотношение
(1-3). Эти соображения, а также простота использования
распределения (1-4) для самых сложных водохозяйствен-
ных расчетов в каскадах ГЭС определили целесообраз-
ность 
проверки 
соответствия 
имеющихся 
гидрологиче-
ских рядов гипотезам распределения (1-4) и (1-2). Это.
соответствие проверялось 
© 
помощью критериев 72 
и
Колмогорова,
* Ниже в $ 1-6 будет показ0, что в моментной оценке коэф-
фицнента 
-асимметрии` 
имеется 
систематическая отрицательная по-
грешмость, которая по абсолютной величине возрастает с увеличе-
инем коэффициента корреляции между. смежными. членами ряда,
10