При г=0 уравиепие 
(1-72) превращается в 
(1-71).
В табл. 1-16 приводится сопоставление фактических оши-
бок с ошибками, вычисленными по формуле (1-79).
Как видно из приведенных данных, поправка (1-79)
дает стандарты, достаточно 
близко совладающие с фВ-
ктическими в наших расчетах,
Коэффациент асиммегрии. Для выборочной оценки. коэффициента
асимметрии обычно используется следующее. выражение:
Х ( — @)? 
п
т
е° 
(а 
@ —?)' 
(
Как показали проработки [. 7, 9, 56, 63] для несвязных рядов
н наши расчеты. 
дли связных, эта оценка даст существенно смещен-
ные распределения. Для иллюстрации этого смещения на 
рис, 
1-93
1 
|
4иг 
50 ИО ООтО 3035 
@о °
Рис. 1-23. Распределения оценки С,* для различных
значений , вычисленные по совокупности случайных
выборок длиной л==25 при С. 
=1.
И— точки 
эмпирического, распределения — для г=05; 2 — то.
е для г=0,3; 
—- то же для г=0/0,
6
приведевы распределения выборочной оценки С} 
для гидрологиче-
ских рядов © С„==1)0; л=95 и г==0,0; 0,3; 
0,5.
В табл. 1-17 для несвязных и связных 
рядов, 
рассмотренных
нами, приведены 
истинные значения С» 
и фактические математиче-
ские ожндания ©; 
в наших распределениях.
Приведенные 
данные 
свидетельствуют о 
том, 
что смещение
отрицательное, а 
величича его существенно возрастает: во-первых,
65