ретической кривой с эмпирическими точками имеет мес-
то для больших коэффициентов корреляции, соответст-
вующих озерным рекам. Ошибку 
теоретического стаи-
дарта оценим обычным уравнением
° 
в
— 0,010. 
(1-13)
узл
Сопоставим теперь полученное 
выше 
эмпирическое
стандартное 
отклонение 
с 
найденным — теоретическим.
Эмпирический стандарт больше теоретического на 15%,
однако это расхождение находится в пределах
;— да < а< о; -- Эе 
(1-14)
Таким образом, несмотря 
на 
некоторое 
различие
между теоретическим и эмпирическим стандартами, рас-
сеяние оценок коэффициента корреляции, видимо, проис-
ходит в значительной степени за счет случайных причин,
а не за счет различий этих коэффициентов для разных
рек.
Отметим, что различные коэффициенты корреляции
были вычислены по выборкам различной длины и имеют
неодинаковую стандартную ошибку, зависящую в основ-
ном от 
длины 
периода 
наблюдений. 
При 
вычислении
группового среднего и стандартного отклонений распре-
деления 
коэффициентов — корреляции 
необходимо 
это
учесть.
Для вычисления взвешенных по длине ряда л в груп-
ле из М рядов средних и стандартных отклонений Ис-
пользуются следующие уравнения [Л. 120];
мо == У лу) | У п 
(1-15)
бвзв ==
(1-16)
В наших расчетах взвешенный по длине рядов сред-
ний коэффициент корреляции между смежными членами
?вав 
== 0,294, а взвешенное стандартное отклонение Овзв
==0,130, т. е. практически эти величины при учете разной
длины гидрологических рядов не изменились,
25