Для статистической проверки соответствия эмпириче-
ского 
материала теоретическому 
распределению 
с 
по-
мощью критерия х? всю область изменения годового сто-
ка реки 
необходимо разбить на / интервалов: А\, А»,
Аз, ..„ А& В качестве меры расхождения данных вы-
борки с гипотетическим распределением служит вели-
чина
Е (т‹л—или)' : 
(1-6)
где р;— вероятность того, что рассматриваемая случай-
ная величина & при данном распределении Ё(х) принад-
лежит #му интервалу; / — число значений &, попавших.
в А;; п — объем выборки.
Если 
проверяемая 
гипотеза верна, то критерий %
(1-6) имеет распределение, пределом которого при п— со,
является распределение 72 с (/—-с—1) степенями свобо-
ды (с — 
число выборочно оцениваемых параметров, рав-
ное в нашем случае 2).
Методика применения критерия у? сводится к сравне-
нию выборочного значения # (1-6) с табличным 
[Л. 18]
верхним 
пределом ,, соответствующим выбранному
критерию надежности @ 
и числу степеней свободы, рав-
ному /—3. В случаях, когда Х2 оказывается превосходя-
щим этот предел, гипотеза отвергается. При разбиении
области на { интервалов необходимо соблюдение условия
прег* 10 
(1-7)
для_всех &
Полученные результаты для десяти рек при 4=5%
приведены в табл. 1-1. Они показывают, что для рр. Бии,
Сухоны, Вуоксы, Тобола, Сыр-Дарьи данные наблюдений
в меньшей степени соответствуют кривой Пирсона ] ти-
па, 
чем 
логнормальному 
закону 
распределения. Для
рр. Днепра, Туры и Нарына данные наблюдений больше
соответствуют кривой Цирсона 11 типа. Для рр. Сожи и
Урала данные наблюдений не соответствуют ни тому, ни
другому закону распределения. Следует заметить, что, за
исключением Сыр-Дарьи и Тобола, все указанные выше
реки имеют существенную естественную зарегулирован-
ность, т. е. приближаются к озерным рекам. Для осталь-
ных рассмотренных в данной работе рек (их число рав-
но 71) как первая, так и вторая гипотезы при д==5%
и