рая приближенно равна Аг:=1/п (более точная поправ-
ка для рядов © гамма-распределением дана 
в $ 1-5).
Распределение этого коэффициента близко к нормаль-
ному только при небольшой абсолютной величине его,
Стандартная ошибка 
вычисления этого коэффициента
(ем. $ 
1-5) 
в гораздо большей степени зависит от его
абсолютной величины, чем это дает уравнение (3-2).
* 
Систематическая — по-
ш 
1 
— грешность — вычисления
48 
второго члена автокорре-
\ 
ляционной функции нор-
а8 
мально — распределенных
° 
рядов по формуле (3-1),
М 
по данным Хеннана [Л. 98],
@ 
увеличивастся вдвое (по
сравнению с ошибкой пер-
вого члена) и может быть
приближенно оценена по-
правкой — Аг=9/п. — По-
следияя 
становится - осо-
бенно существенной 
при
небольших 
л. 
Распреде-
42
00
- 42
764 
ление 
неснмметрично от-
Рие. — 3-1. 
— Автокорреляционная — Носительно 
своего 
сред-
функция — гидрологического _ ряда — него,
р. Нарын (Уч-Курган) за 
1916— 
и 
й
1955 гг 
Гаким — образом, 
при
— эмпирические _ даннь
— мостая — построении — автокорреля-
цепь Марко!
ционных функций по 
ог-
раниченному — количеству — данных — наблюдений — во-
просы — оценки — отдельных — членов — этих — Функций
приобретают существенное значение. Из всего сказан-
ного следует, что с увеличением порядка сдвига т ТОч-
ность коэффициентов значительно снижастся. 
Иллюст-
рация автокорреляционной функции дана на рие. 
3-1.
Приемы установления 
искомых характеристик цик-
личности по такого вида функциям сложны и включают
элемент субъективности.
Как отмечалось, более удобными и падежными явля-
1отся спектральные функции, которые могут быть полу-
чены путем некоторого преобразования описанных выше
корреляционных 
функций. 
Слектр 
стационарной 
слу-
чайной функции описывает распределение дисперсий по.
различным частотам. Если откладывать по оси_ординат
среднюю плотность дисперсии, т. ©. дисперсию, приходя-
126