Дифференцируя по переменной 7, получим
со, 
\
9(2) = 5 а(х, 2—х)ах:
@ 
Ё 
|(2.4.7)
9(2) — 5 4(4, 2— #) а. |
“ 
‚т
Годовые объемы притока воды Ё& и суммарная 
отдача из:
водохранилища а,, по предположению, приняты независимы-
ми величинами (или связь между ними так мала, что ею мож-
но пренебречь). Тогда из (2.4.7) имеем:
г‹2) = | о(0 -че—вак—|
(®) 
'] 
|
Я 
(2.4.8)
а() 
= 
|| «(а,) 
-а (е-—ау аа; 
|
ак)
х 
]
тде 9(&) и а(аЕ} — плотности вероятностей величин Ё[0, со] ®#
&Е[ашіш бтах .
Кривая распределения вероятности величины & является
непрерывно-дифференцируемой функцией и в качестве ее мо-
гут быть приняты известные в теории вероятности законы рас-
пределения, в частности Цир-
- 
сона П типа.
0' ё () 
Функция распределения ве-
” 
роятности величины а МожЖет
! 
(2.4.7), если сумму, например,
. 
при л== 
4 представить в следую-
90 |- - 
! 
щем виде:
-л— 
ы 
Рис. 2.4.2. 
Функция 
распределения
0 
@тёп 
— 
атах 
@, 
версятности отдачи @ф
175
быть устансвлена по формулам °