членами, можно тпостроить 
величипу 
л) с 
необходимой
функцией распределения Ё(х) по формуле 1=Р-!(5),
тде Ё-!(х) 
— функция, обратная Р(х). При этом вопрос
о связи коэффициентов корреляции между смежными
членами величин 1 и & остается открытым. Поэтому для
каждой функции 
Ё(х) нужно олределять свою функцио-
нальную связь между соответствующими коэффшшец_тж
ми корреляции. Если эту зависимость не удается найти
аналитическим путем, то можно использовать эмпириче-
ский способ: моделирование достаточно длинных рядов
величин 1==-!(Ё) для разных коэффициентов корреля-
ции р между смежными членами величины & и получе-
ние выборочных оценок соответствующих коэффициентов
корЁеляцни .
‚ледует отметить вычислительные трудности модели-
рования связных рядов с заданным законом распределе-
ния как при нахождении зависимости между г 
и р, так
и при построении п по формуле п= 
7-!($).
1-5. ОЦЕНКА ТЕСНОТЫ СВЯЗИ МЕЖДУ СМЕЖНЫМИ ЧЛЕНАМИ
ГИДРОЛОГИЧЕСКИХ РЯДОВ
Исследования 
начнем 
с 
эмпирического - отыскания
наилучших оценок одного из статистических параметров,
а 
именно коэффищиента корреляции между смежными
членами 
ряда. Как указывалось 
в 
& 
1-3, — уравнение
(1-11) пригодно, строго говоря, для вычисления коэффи-
циента корреляции между 
смежными 
членами 
рядов,
имеющих не любые распределения.
В данном исследовании будем исходить из следую-
тщего:
В 
качестве 
закона — распределения — вероятностей
используется кривая Пирсона 1 
типа с С,==?С, и 0=1.
В гидрологических рядах учитывается только коэф-
фициент корреляции между их 
смежными членами, т. ©
ряды являются 
простыми 
делями 
Маркова с 
зависи-
мостью между первым 
г и последующими , 
членами
корреляционной функции
Р
При моделировании гидрологических рядов «ислоль-
зуется 
способ 
«перемешивания 
таблиц», 
описанный
выше.
46