#) =0, описанным выше в & 2-3. 
Во всех расчетах приил-
малось, что закон распределения вероятностей величин
соответствует кривой Пирсона 1 типа 
и соотпошение
Су/С, в каждой выборке равно исходному при моделиро-
вании, т. © С„/С,=2. Кроме того, принималось, что ис-
тинный коэффициент корреляции между смежными чле-
нами 
ряда 
известен 
и 
равеп 
коэффициенту, использо-
ванному как при 
моделировании ряда, так 
и 
при о-
строении номограмм.
4#
о2
Г
0 
225 
250 
075 
70
Рие. _ 2-19. Зависнмости 
С ,(а») 
={(С», 
No,
г, п).
у— па 
- п=25 
а08 
г-0;
Зя
7 
-я
В; 6-0,; — педи 
Фе0: 
га
в— п0 МОВ г-0:
; 
ИНОД 
г=0
га
Кривые распределений отдач, полученных статисти-
ческим и календарным методами, показаны на рис, 2-20.
Математические ожидания отдач а» при разных со-
четаниях 
исходных параметров 
гидрологических 
рядов
и 
сопоставление 
их 
с 
истииными отдачами 
приведены
в табл. 2-4. Эти данные свидетельствуют о том, что рас-
пределения 
отдач, 
полученных статистическим методом,
так же как и отдач, полученных калсидарным методом,
имеют пекоторое смещение относительно истинной 
ве-
личины. Однако 
практически 
во 
всех 
рассмотренных
учаях величина смещения см. значительно меньше сме-
шения 
распределения 
отдач, 
полученных 
календарным
методом. Максимальное смещение а,„ в данном статисти-
110