— —%— _дЁіТ (К,}) составляющих.
В случае 
стационарности 
марковского 
процесса 
коэф
К, (Н), К, (Н) и плотность вероятности / не зависят от времен
д/ (Н)
чального распределения
==0 и, следовательно, уравнение 
разуется в линейное обыкновенное дифференциальное уравн
сительно {(Н).
—& К (Н)Д (Н)]—2 К, (Н) 
7 (Н)=0,
которое, очевидно, соответствует достаточно развитым речны
нам.
Общий интеграл его дается формулой
— 
С 
© {<1 
(х) 
,
/(Н)= -кдну е*Р| 21 Кн * 
Коэффициенты этого уравнения К,/(Н) и К,(Н), представляю
условное математическое ожидание приращения процесса и
дисперсию его, определяются из уравнения (3) по формулам
К, (Н) — йт М(АН) 
— йт 
<(На-—Н) >
мо Аб 
О 
оавчо 
АЁ 
’ 
‚ 
—Н` 
.
К, (Н)=1„„Ш == у <У> 
” 
м-0 
АЁ 
д70 
АЁ
Здесь Н — значение процесса в момент 
# предполагается ф
ным, а Нл; — состояние в момент + А7 В нашем случае они,
равны *
К, (Н)=—тдЁрЕ(Н)‚ К (Н)==МNo, Ф*(Н),
где коэффициент денудации Д расщифровывается В. Г. Глуш
частное от деления средней мутности стока д на среднюю выс
* Коэффициенты определяются следующим образом: };іхвдим приращ
са за время А/ из (3) АН (1)= — [;’— эт-в (Н, 
МФ (Н, 
( 
5(0) аЁ и 
ср 
[
лученного 
выражения 
математическое 
ожидание 
в соответствии 
с ф
К1= 
Н т.#(Н) 
(так как под знаком интеграла стоит процесс с дельт
с
`и со средним, равным нулю). Аналогично по формуле (7) находим К,.
1
К, = Ит 
М[ т- @ (Н, 2]?--2 
Ф_ +т-в (Н, В: ® (Н, ©
3 А;_›о АЁ 
{ Нср 
&( 
)) 
Нр 
& ( 
)` # 
Ё-+НАЁ 
ЁАЁЕ ВНа
[ ебання () [. [ г‹х›&‹у›ах‹іу} М 
@* (Н).
Ё 
Ё 
Ё