у
Е
йе
че
а.
пределения сумм 0‚21 
И 0!‚22 
путем композиции 
законо
пределения ол И 09 @з И ощ, Затем, согласно (2.4.9), вел
о, (рис. 2.4.2).
© (0'‚2) = @* (012) +ращід ` (‘ах—іщіп) -р бтах” 0 (‘12_" й т
(2
Или, после дифференцирования
‘?(ах) =4* (ОЪЕ) +р аза 6 (ах—жшіп) +ращах ‹6 (‘12 — йда
(2
получаем плотность вероятности а,. Здесь //(а — @) и 6
— @) соответственно единичная ступенчатая и дельта фу
В результате их применения кривая @ (с, 
), имеющая ра
в точкахХ @т И @тах (с вероятностью РедауИ 0 “дах ), 
вится 
непрерывно-дифференцируемой 
функцией в пр
изменения а,, [0, со).
За_конами распределения вероятностей 
отдачи @1, 
@„ в большинстве случаев могут быть известные в теор
роятности и математической статистике кривые. Напри
работе Н. П. Капитоновой * показано, 
что 
между 
год
объемами отдачи на массивы орошения и притоком воды
дохранилище ирригационного назначения имеется 
об
линейная коррелятивная связь. При этом предполагает
источник изъятия воды и орошаемый массив находятся
‚ном и том же речном бассейне. Это позволяет за функци
пределения вероятностей годовых объемов отдачи на м
орошения принять закон распределения стока реки &, 
„ности кривую Пирсона 1Ш типа (С „==2С,), которая ш
применяется в гидрологии и водохозяйственных расчета
Попуски на поддержание санитарного состояния рек
‚доходных глубин, водоснабжения промышленности и н
‚`ния и др. могут быть рассмотрены как 
постоянные из 
‘год величины, так как в реальных условиях они имеют 
‘чительные колебания
Как известно, кривая распределения вероятностей по
* Н. П. Капитонова. Прием . расчета - сезонно-годового регули
стока с учетом естественного увлажнения территории (ДЛЯ ИРРИГ&Ц
нелей). — В кн.: Проблемы гидроэнергетики и водного. хозяйства, 
Алма-Ата, 1972.
176