ц
у
р
данным табл. 27 была построена графи-
ческая связь между вариацией весеннего 
0,2—0,4 
0,04—-0,08 
‘и годового стока (рис. 19). Зависимость 
0,4—0,6 
0,08 —0,14 
‘между коэфициентами вариации годового 
З‚Ё':?З 
8›%‘%:8%11 
и весеннего стока на реках лесостепных, 
1:0____1:2 
0:31___0:42 
‹степных 
и 
полупустынных районов ока-
‘зывается достаточно тесной 
и 
проходит
‘через начало координат. Соотнощение между коэфициентами вариаци
м 
весеннего стока можно принять постоянным и равным 1,10.
“ 
Ё 
| 
/
О 
| 
&
! 
` 
`
$ 
‹ 
.
® 
‘ 
_ 
‘ 
/
Ф. 
: 
3 
` 
.
& 
‘ 
% 
“9%
® 
в
® 
о
$
® 
9
® 
о/ 
°
® 
° 
! 
` 
/ 
& 
' 
о 
®Ъ 
г 
3 
°
Ъ 
/ЖЁ‹
Ё_О.з 
:
$ 
АНЕ 
ш 
` 
` 
‘ 
С"‹/ё„—пд С›({*эд 
| 
Э,
Ц 
'
© 
05 
1.0 
' 
15 
пн 
Коэрициент варидщий весеннего суока
Рис. 19. График связи коэфициентов вариации годового и весеннего с
Расчеты весеннего стока любой обеспеченности могут быть произв
+ными метедами математической статистики, применяемой 
в гидрологи
нормы весеннего стока и 
коэфициентов вариации, полученных с пом
‘ветствующих арт изолиний этих элементов (рис. 12 и 18).
В случае определения стока различной обеспеченности временных, 
яцих рек, необхедимо ‘иметь в виду возможные отклонения стока