Рассмотрим, достоверны ли оценки тесноты корреля-
тивной связи между смежными членами рядов годового
стока рек и нельзя ли считать годовой сток рек в смеж-
ные годы независимыми величинами. Некоторые способы
проверки гипотезы о независимости стока рек в смеж-
ные годы (по количеству серий членов выборки, по ин-
формационному отношению 
и др.) указаны 
в 
работе
[Л. 28]. Приведенные в [Л. 
28] данные показывают, что
для большииства рек СССР гипотеза о независимости
стока в смежные годы должна быть отвергнута. Для не-
которых рек эта гипотеза не отвергается.
ицию отутетвуют: .і
о 
10 
20 
30 .0 
50 
0 
20 
80
Рис. 
1-4. Уровни вероятности существова»
ния 
автокорреляции 
по 
Аидерсону 
(п—
число 
членов 
в 
выборке).
Обычно для оценки степени связности гидрологиче-
ских рядов используется коэффициент корреляции между
смежными членами ряда (коэффициент автокорреляции)
а—
Х (— в) ( 
— у)
=! аоача 
[(а — ) — ]
Здесь: п — число членов ряда; ж Ха — члены ряда;
,, оыы — стандартные отклонения соответственио рядов
ХскХа-1 И Хна-еЖп; & Фна 
— нормы тех же рядов.
Вычислив коэффициент автокорреляции ряда, в пер-
вую очередь необходимо убедиться в статистической зна-
чимости 
самого факта существования автокорреляции.
Для этой цели можно воспользоваться. рис. 1-4, где при-
ведены вычисленные Андерсоном [Л. 31] 1%- и 5%-ные
уровни вероятности существования коэффициента поло-
жительной автокорреляции.
"= 
(1-11)
21