Приведенные данные свидетельствуют о том, что не-
совпадения коэффициентов асимметрии на отдельных ре-
ках объясняются не случайными причинами, 
а являются
следствием различия самих рек. Аналогичный ВвЫвод Мо-
жет быть получен и 
по выборке несмещенных оценок
коззфпциептов асим метрии.
тношение коэф фициентов асим метрии
и 
вариации. 
Параметры распределений С; /С, для
рассмотренных групп рек представлены в табл. 1-25. Там
же приведены теоретические стандарты, вычисленные 
при
Су=бе 
и л=й по выражениям (1-79) и (1-80), и их
ошибки &
Параметвы | 55° |7в у 
| 
пойеже | <а
ка | 
оана
(С
СС*./С.) | 082
вр т 
(1-79) | 113
5 
0,10 | 010 | о4 | 0,16
вр по (1-80) | 0,94 | 0,92 
|1,07 | 0,73
“ 
0,08 | 0,08 | 0,09 | 0,08
Приведенные данные свидетельствуют о том, что при
использовании в качестве теорстического стандарта 
вы-
ражения (1-79) различие отношений — С}/С, можно счи-
тать во всех группах рек результатом случайных причин.
При использовании выражения (1-80) такой вывод мож-
'но сделать только для европейской 
группы 
рек; 
для
остальных 
— различие С; /С, на отдельных реках, вида-
мо, объясняется различной асимметрией распредслений
годового стока этих рек.
Как указывалось выше, в моментных оценках коэф-
фициента асимметрии связных рядов, распределенных по
кривой Пирсона 1 типа, 
имеет место отрицательная
смещенность, которая может быть приближенно ликви-
дирована с помощью поправки 
(1-76). Результаты рас-
четов для отдельных рек даны 
в приложении П!. Рас-
смотрим, как изменятся сделанные выше 
выводы 
при
та