вательности определяется с помощью следующего выра-
жения:
@: = @К „в Со)- 
(1-29)
Процесс получения величин Кщ 
и 
@, показан 
на
рие. 1-9. 
Кривая обеспеченности строится по 
данным
таблицы при принятых исходных параметрах @, С, и С
Исходные параметры получаются путем статистической
обработки ряда наблюдений или каким-либо другим спо-
собом. Если длина ряда наблюдений достаточно велика,
то указанную кривую можно строить непосредственно по
эмпирическим данным.
Таблица значений обеспеченности для кривой Пирсо-
на Ш типа (С,=2С.) 
во 
многих учебных пособиях 
и
гидрологических справочниках приводится в виде откло-
нений 
ординат 
кривой 
обеслеченности 
от 
середины,
Таблица отклонений ординат 
кривой обеспеченности от
середины имеет на входе р и С,, поэтому расчетное урав-
нение для моделирования (1-22) при использовании ее
несколько изменяется:
@:= @-- Ф& С.)», 
(1-23)
где о— стандарт и ®,— отклонение ординаты, которое
зависит от С, и &==);. В остальном моделирование ряда
по уравнению (1-23) аналогично указанному выше.
Следует заметить, что, используя одну строку табли-
цы отклонений для С,=0, можно по уравнению ' (1-23)
производить 
моделирование 
величин, 
подчиняющихся
нормальному закону распределения вероятностей. Если
же вместо величин расходов использовать логарифмы их,
то можно моделировать ряды с логнормальным законом
распределения вероятностей.
Численное решенне уразнения 
(1!-20) 
в премессе преобразова-
ния случайных чисел использовалось для моделирования несвязных
гидрологических 
рядов. Так, в институте Гидропроект Б. Х. Хаза-
мовым н А. Г. 
Говбергом |Л. 
7] для целых значений у интеграл
уравнения (1-20) был представлен в следующем виде:
в= * 
(1-24)
&=0
—1ис?.
Здесь, как и прежден у =/С2-
38