сона, выведенной для коэффициента корреляции между
двумя рядами с нормальным распределением:
ла
л
В качестве объектов исследования 
были 
выбраны
83 реки. В их число входили пять озерных рек Совет-
ского Союза, шесть крупных рек мира с длинными ря-
дами наблюдений, 25 рек Казахстана, Средней Азии и
Западой Сибири, 41 река 
д
европейской — территории
Союза и 6 рек Восточной — 16
Сибири 
и 
Дальнего Во- ‚
стока. Основные характе- 
”
ристики — использованных — #2
рядов 
даны 
в 
приложе-
нии 2 Длительность на-
блюдений на рассмотрен- — 08|
ных реках была неодина-
кова; она изменялась от 
%60 
7 20 20 
@0 
57 60 70
НО0 д оря рОдНем Ри‹ 
1-5, — Отношение — Неймана
значенни 66 лет, 
85 для’ выяваения - значимости
Для каждого из рас- — автокорреляции 
(п-= 
число — чле-
смотренных — рядов — по 
нов в выборке).
уравнениям 
(1-И) 
н
(1-12) 
были — вычислены — коэффициенты 
корреля-
ции между смежными членами и их стандартные ошиб-
ки (эти данные также приведены в приложении 
2). 
На
отдельных реках коэффициенты принимали значения от
0,014 --0,197 (р. Дон) до 0,74--0,059 (р. Ангара), причем
отрицательным — оказался 
только 
одии — коэффициент
Максимальное значение стандартной ошибки имело мес-
то на р. Илек, на которой ряд наблюдений был самым
коротким (л=1 год): ау=0,217 — (г*=0,098). Средняя
величина всех вычисленных стандартов равнялась 0,115.
Гипотеза об отсутствии автокорреляции при 5%-пом.
уровне значимости должна быть принята в 17 из 83 рас-
смотренных рядов. В 66 рядах должна быть 
принята
гипотеза 
о 
существовании — автокорреляции, — причем
в 44 рядах 
— при 1%-ном уровне значимости, т. е. в этих
рядах существование коэффициента автокорреляции весь-
ма значимо.
Однако приведенные в приложении 2 данные показы-
вают, что утроенная 
стандартная 
ошибка 
вычисления
23
(1-12)
Абтокорреляция
элезначимал.