а максимальной по времени гармоник. Вопросы точно-
сти оценок спектральных плотностей в работах [Л. 47,
73] не рассматривались. Выражение (3-4) предполагает
одинаковую точность определения отдельных к‹›_эффишь
ентов корреляции в корреляционной функции. Как было
указано выше, для нашего случая это условие не выпол-
няется, особенно если величина т мало отличается от
длины 
ряда л. 
Ввиду 
этого приближенное выражение
(3-4) дает недостаточно точные значения спектральной
плотности, которые в некоторых случаях становятся оТ-
рицательными, в то время как спектральная 
плотность,
представляющая собой распределение дисперсий, может
быть равна нулю лишь в пределе. Поэтому в уравнение
(3-4) 
целесообразно 
ввести 
специальный — множитель,
который увеличивал бы влияние первых, наиболее точ-
ных членов корреляционной функции и уменьшал влия-
ние последних [Л. 98].
С учетом сказанного расчетное выражение 
для по-
строения спектральной функции процесса 
стока 
имеет
вид:
-[Н No(-арт)*
Из осторожности в выражении (3-5) следуст огра-
л"
ничиться значениями 
/@ < 
—. Однако очень малые /1 вы-
бирать также не следуст, 
так как при малых 1 разло-
жение (3-5) получается очень грубым.
Рассмотрим различные возможные виды спектраль-
ной функции. Нормированный спектр чисто случайного
процесса 
является 
прямой линией, 
параллельной 
оси
абсцисс. Эта форма спектра часто называется «белым
шумом» по аналогии со спектром видимого света.
Если на каждое значение временибго ряда оказывает
влияние только предшествующее (простая цель Марко-
ва), то спектр искривляется и амплитуда спектра будет
постоянно возрастать е увеличением периода (с умень-
шением частоты). Эта форма спектра часто называется
<красным шумом». Его вид зависит от величины 
коэф-
фициента корреляции между смежными членами ряда.
* Следует заметить, что если ‚—й, то спектр ндентичен полу-
чаемому 
классическим гармоническим 
анализом 
или 
периодограмм-
анализом Шустера.
128
(3-5)