или, вычисляя интеграл Стилт‘ь-еса '
в
а 
(1
Практически процесс стока всегда можно считать мар
ским [10, 11, 40, 41, 58, 89, 97] с дискретным временем, 
процесс изменения средне-интервальных (годовых) вел
стока исчерпывающе описывается 
функцией 
распредел
вероятностей @ (&). Если аргумент & заменить его значение
(1.2.2), то функцию @ (8==х—у--а,) 
можно 
рассматри
как условную функцию 
распределения 
вероятностей @
наполнений водохранилища. в 7-м году при условии, что в
— 1 -м году наполнение было равно #;
| 
@(х—у—{—а‚,) =@ (х/у). 
‚ (1
В этих условиях формулу 
полной 
вероятности с уч
° пределов изменения аргумента #[0, В] можно 
представи
ВИДе
е(‹) — 3@(«/_:/)@@( . (1
° Здесь Интеграл понимается в смысле Стилтьеса (5). Ф
ция распределения вероятностей 
наполнений @(у) явля
кусочно-дифференцируемой функцией, имеющей разрывы 
вого рода в точках ( и В (см. рис. 1.2.2). С учетом точек 
рывов кривая @ (у) может быть 
представлена 
в следую
° 
виде:
©1 (9) ==@ (0) - 7(9—0) +-@ (9) + [1—9 (В) ]: 0(у—В), (1
где @ (0) /(у—-0) 
и [1—@ В) 10 (9—В )—значения 
фун
@ (#) в точках разрыва [ 
|
С учетом 
единичной ступенчатои 
функции ( (у—0
(О (у— ) кривая @ (9) дифференцируется 
во всем диапа
изменения аргумента. 
Подставляя @,(у) 
в (1.2.4) и инте
‚ руя, имеем
РУ нмеем, 
|
‚ е6)=|е(чи)ае(9)+9 (0)-0(/0)-+-[1-— (в)]-0 (2/в
0 
' 
- (3
92°