тура нормированных корреляционных функций различна для раз
личных характеристик стока, причем наиболее выражены и ус
08г 
К
‚ 
Г
Ъ 0
х ЗАГ
х 
\ 
К
8 Г 
/ \ 
/ 
^`
ё 0 
Ъ_‚\ 
1 
,)\` 
} ,‚/1 
1 \К ] 
) ‚л^\` } .Г,і\\ ’( 
\ 
| 
1/ 
)
\ 
- 
/ 
7 
5
$ 
МА 6— 
@ 
©) \/ 20\‚, 
2% \\ 
28 с
УГ 
м, 
` / 
`И
У 
\ 
У 
_ 
\/
Ё 
_
' 
_0‚8— 
Рис. 1. График хода корреляционной (К) и общей корреляцион-
ной (&) функций для оптимального варианта ряда среднего го-
дового стока р. Иртыш
тойчивы корреляционные функции`рядов среднего годового стока
Нами оценена степень лишь внутренней скоррелированности ря
дов. Все корреляционные функции имеют цикличный характер 
это, собственно говоря, и подтверждает то, что внутренняя связ
в рассматриваемых рядах характеризуется довольно устойчиво
периодичностью. На рис. 1 представлен график хода корреляцион
ной и общей корреляционной функций для оптимального вариант
ряда средних годовых расходов (1903—1977 гг.) р. Иртыш.
Из рассмотрения общих`корреляционных функций (К) видно
что они представляют собой кривые, относительно плавно возра
стающие до значения Кшах 
И далее остающиеся приблизительн
на тех же значениях. Общий коэффициент корреляции достигае
величин, позволяющих осуществить 
эффективное прогнозирова
ние, и колеблется от 0,64 до 0,89. По общей корреляционной функ
ции мы можем определить еще и оптимальный период предысто
рии, который показывает число членов в уравнении динамико
статистического метода. Для наших рядов ло 
КОЛеблется о
16 до 30.
Оценка поверочных прогнозов производилась путем вычисле
ния обеспеченности удовлетворительных прогнозов (Р„), природ
ной обеспеченности рядов (Рд) и последовательного сравнени
их друг с другом для каждого исходного ряда. Критерий удовлет
ворительности прогнозов принят равным 0,674.
6