Исходя из проведенного статистического эксперимен-
та для рядов, не слишком отличающихся от рассмотрен-
ных, выбор гипотезы можно производить в первом при-
ближении в соответствии со следующим условием: 
рас-
сматриваемый процесс является простой марковской по-
следовательностью, если 52 макс 
< 3,351.
Более надежные выводы в задаче различения пиков
спектра и выборе гипотезы для рассматриваемого про-
цесса дают исследования Тьюки [Л. 107, 110]. Согласно
этим исследованиям оценка спектра (3-5) является не-
смещенной и распределяется Как отношение у? к числу
степеней свободы \, где
я 
т
да —р
у 
—- 
(3-6)
Для определения доверительного интервала каждой
оценки 
спектра 
можно 
воспользоваться — следующими
значениями распределения Х*/у [Л. 110]};
‘Степени 
Версвтнссть, %
свободы. 
' 
в 
%
2 
0,010 ° 0,052 — 3,000 — 4,605
3 — 0:038 
2605 — 3,782
4 
0.074 
21372 — 3;319
5 
ол 
148017
60145
8 — 0:206
10 
— 0;256
15 
19
20 
м413
50 
0,504
100 — о701
1000 — &:899
Значение }?/у при найденной величине стеленей сво-
боды и принятом процентном уровне значимости рассма-
тривается как постоянный переходный коэффициент, на
который умножаются ординаты спектра «красного шу-
ма» при 
всех значениях 
Т. В 
качестве 
примера 
на
рис. 3-2 нанесены 5%- и 95%-ные доверительные интер-
валы спектра простого марковского процесса, соответ-
ствующего коэффициенту корреляции л гидрологическо-
го ряда р. Нарын. Рассмотрим для этого ряда последо-
вательность выбора гипотезы.
Если считать отвергнутой гилотезу о том, что годовой
сток рек есть последовательность независимых случай-
ных величин (см. [Л. 28, $ 1-3 и др.]), представляется
132