ные с помощью модели канонического разложения, и наблюденны ряды неотличимы по математическому ожиданию, дисперсии корреляционной .матрице. Это положение проверено на приме рек М. Алматинка, Нарын, Кулунда и Сочи, расположенных в ра ных географических зонах. При моделировании рядов их дли принималась равной 100, 300, 500, 1000, 2000 км. В табл. 1 приведены нормы © и коэффициенты вариации среднемесячных расходов воды для наблюденных и смоделирова ных рядов рек М. Алматинка и Кулунда. Сравнение статистич ских характеристик показывает удовлетворительное совпадение даже при длине ряда л = 100. Увеличение продолжительности исп таний до п== 2000 не приводит к существенному изменению велич то› С». В табл. 2 приведены треугольные корреляционные матриц среднемесячных расходов воды р. М. Алматинка для наблюденн и смоделированных рядов, причем первая строка верхней треугол ной матрицы соответствует наблюденным рядам, вторая стро этой же матрицы, первая и вторая строки нижней треугольной ма рицы — смоделированным рядам соответственно при л равным 1 300, 1000. Данные табл. 2 показывают возможность сохранен корреляционной матрицы. При этом малые значения коэффицие тов корреляции несколько лучше воспроизводятся при л=300 1000, чем при л= 100. Однако если длительность смоделированн рядов превышает 300, то влияние продолжительности испытан становится несущественным. . Аналогичные результаты получены для всех рассмотренных р Экспериментальные исследования подтверждают сохранение и к эффициентов асимметрии С,. В отличие от других статистическ характеристик для их воспроизводства требуется относитель большое число испытаний. Удовлетворительное совпадение знач ний С, .наблюденных (принятое соотношение С, /С,‚=1-+6) и см делированных рядов р. 1\’{) Алматинки независимо от С, имеет мес при л=300, во всех остальных рассмотренных случаях — п п:>500. Для л=100, в отдельные ‘месяцы они могут сильно ОТл чаться. Результаты расчетов по четырем рекам представлены табл. 3. 'Известно [4, 5], что изменение начала гидрологического го приводит к изменению статистических характеристик стока. Поэт му, естественно, возникает вопрос, как это положение сказывает на координатных фучкциях и смоделированных значениях гидр графа стока методом канонического разложения. От изменения начала года зависит последовательность распол жения статистических характеристик стока. Это существенным о