Асимметричность рассмотренных распределений 
ха-
рактеризуется данными, приведенными в табл. 1-10. Эти
данные (см. также рис. 1-16 
и 1-17) 
свидетельствуют
Таблица 1-10
©, (5*) при . | С,/С 
» () 
при
6х 
‚ | эбаченнях 
я | Значенияхиь
1,70 | 2,24
0797 |1 09
061 
|'0;59
1,94 | 2,4
1;83 | 1726
99 | 075
2,30
168 | 158
136 | 1;20
о том, что для несвязных рядов распределения нормы
стока близки к биномнальному с С,(Ж*) =2С,(2*). Для
связных рядов с увеличением коэффициента корреляции
асимметричность распределений уменьшается и они при-
аА 
|
607080 
90 45 
® 
%
Рис. 1-17. Распределения нормы стока &* вычис-
ленные по совокупности случайных выборок дли-
ной л=50 при С„ ==0,5.
! — точки эмпирического распределения при г=05; 2 —
то же при /=0.
ближаются к нормальным (зависимость С„/С„(х*) от г
представлена на рис. 1-18). Величина рассеяния рассмо-
тренных распределений тем больше, чем выше исходный
коэффициент 
корреляции между 
смежными 
членами
ряда. Стандарт среднего, 
определяемый 
теоретически
точно, для сВвязных рядов, 
ОБРЗЗУЮШИХ 
простую цепь
58