— 
[Е 
< — # (Е——1, — ч 
).г 
1, в— 
1) 
в 
(Ор 
—-
—) + * 
1...—гг(;ы—11‚ і_)_тг) — 
` акёэог'_т)' (@-:— ©-), 
ИМВЮЩБЙ условное Среднеквадратическое отклонение:
б (@‚ 
| Оі—ъ ©О,--) 
= с (@1) *
/ 
ид(Е 6— 1) + г® (, —) — Эг (1, 1—1) 
-г (11—я) -г (1—1, 
1 —х).
1/ 1-- 
1- 7? (7 — 1, — <) 
В этих выражениях © ;›-1 
и @О;-. 
есть величина годового стока, набл
давшаяся 
в 
(#—-1)-м 
и (#—<)-м году, а О,, О,-: и О,-. есть велич
на безусловного математического ожидания возможных величин сток
соответствующих {-му, (1—1)-му и 
(!—т)-му году, г(!, ]) есть вел
чина корреляционной связи между стоком 1-го и }-го года.
Выражение
— 1/ „® (2, 6— 1) -- # (2, в— п) — Эи (#, 6— 1) +г 1, в— )-г (1——1, 
7— )
о — 
| — #? (7 — 1, 6— т) 
называется общим коэффициентом корреляции, Следовательно, уравн
ние (2) пишется так:
в (©, | Ф-л, @-) = о (9) 
И 1—73. 
При этом величины 
стока {-го года @,, 
с 
обеспеченностью р, п
условии, что в (—1)- ми 
(7—т)-м году он — принимал значение © 
й О :-: 
определяются по формуле:
@, (@;-1, @-) 
= [1 + с И 1—7% - Ф. | ° ©, (@-1, @.---). 
Здесь величины Ф ,, =Ф, (©, /@О,-1, @;-:) 
есть ординаты отклонен
кривой обеспеченности от середины (в модульных коэффициентах) , оп
деляемой ло таблице Фостера-Рыбкина в зависимости от условного коэ
фициента асимметрии С (, ‚ выражаемой формулой:
$5 усл / 
—
С 
@0 
— 2°(9,) У1—7*% 
. 
-
$ усл 
— пиоееаеоиОиОНЧНЫ
Ох®/-ь ©г-х) 
При условии статистической стационарности рассматриваемого п
цесса 
можно 
предполагать, 
что 
@, =О,- : =@, : =@ 
и ос 
(0,) 
=0(0;-1 )=с(0,-: )=с. В этом случае 
зависимости 
(1) и (6) за
шутся:
0, (@-1, @0;--) = 
0 
Щ'Ш_ШЁЩ__Т}”(@Ч—_ОН-
1-7(—1 И)
и (Е 1--л)—-т (-1 / в—т) 
г ({,1—1) 
— 
+ 
1'—Г2 (7—1 ‚3=—%) 
' (@1—'1:_ О)‚ 
суа —а УЕР
339 
©; (©л-л, ©г-т) ° 
° 
Выражения (5), (7) и (8) в модульных коэффициентах соответств
но запишутся в виде: 
.
8—2313