следования в значительной степени подобен применен-
чому при выявлении 
статистических закономерностей ме-
сячного стока (см. $ 4-2) и в работе [Л. 39].
Период наблюдений, по которому определялись ста-
тистические характеристики 
суточных 
расходов, 
был
сравнительно небольшим: 
14—15 
лет. 
Для проверки
влияния длины ряда на статистические характеристики
последние для одной из рек были вычислены и по ряду
длиной 28 лет. Совпадение характеристик получилось
хорошим.
4-4. Норма стока @ и коэффипиенты вариации
для каждого 
дня _ паводка, 
подечитанные 
по
летиему нерноду 
наблюденй 
боковой 
приточно-
ности 
р. Ангары. между Богучанской ГЭС. н Усть-Та-
сеевской _плотиной.
1 — норма._ето
2 — коэффициенты _ варнации.
Математические ожидания суточных расходов одной
из 
рассмотренных рек 
за 
паводочный 
период 
(длина
его принималась равной 
6 мес.) 
представлены 
на
рис. 4-4. Там же приведены 
коэффициенты варнации
суточных расходов за отдельные сутки паводочного ле-
риода. Полученные данные свидетельствуют о сущест-
венном различии статистических характеристик 0(/) и
С,(#) суточных расходов различных рек за период па-
водка, а также свидетельствуют о наличии на каждой
реке существенных изменений характеристик с теченнем
времени. Судя по рис. 4-4, рассмотренные процессы ско-
рее всего следует отнести к классу нестационарных слу-
чайных функций [Л. 
14]. Однако требование наличия
в стационарной функции некоторого постоянного средие-
го, вокруг которого происходят колебания 
случайной
функции, и постоянства дисперсии не являются 
основ-
ными. Главным условием стационарности процесса явля-
ются [Л. 
14] 
отсутствие зависимости 
корреляционной
167