ма рек, Кроме того, перечисленные режимы могут быть генети-
чески разнородными и включать в себя как детерминированную,
тек и случайную составляющие. В результете такой неоднород-
ности, деже в тех случаях, когда при расчетах одиночного во-
дохранилища одноцелевого назначения гидролого-водохозяйствен-
ные характеристики достаточно хороно описывались одномодаль-
ными кривыми распределения (Пирсона 
Ш типа, С.Н.Крицкого-
М.®.Менкеля и т.д.), при комплексном подходе эти кривые ока
зываются непригодными, Это есть результат генетической неод-
нородности не только входных гидрографов, но и режимов и тре-
бований водопотребителей и водопользователей.
В связи с перечисленным возникает настоятельная потребность
в создании универсальной многомодальной плотности распределе-
ния вероятностей гидролого-водохозяйственных характеристик,
пригодных 
для расчетов регулирования речного стока при его
жомплексном использовании. В основе конструирования такой
Функции должна лежать некоторая, довольно общая схема случай-
ных 
событий, отражающая генетическую разнородность случайных
величин. Всякое произвольное задание такой функции может при-
вести 
к тому, что не все участки кривой будут достеточно хоро-
о описывать эмпирический материал.
ЧФункции, описывающие генетически разнородный материал ги-.
дролого-водохозяйственных хврактеристик, будем вводить следу-
ющим образом. Пусть имеется / событий .Л‘ ‚ё=/,2,...., 
#/. Ве-
роятность того, что при 
л 
испытаниях произойдет ровно /2 
со-
бытий, равна сумме вероятностей всевозможных сочетений цепо-
чек из / 
неповторяющихся событий /; , из которых произволь-
ные события произошли ровно раз /2/. в‹щищпо‹:ш/‚
тенетически разнородная, то представляет интерес вероятность
того, что в каждой генетически однородной группе произойдет
соответственно ровно /2, 
, / а».. 
/7 
событий. Если же эти
группы событий независимые, то эта вероятность будет
#яг 
ту оо тое 
в о)н о, 
т
тде / () 
- сумма всевозможных сп'пипя ив л; 
элементов по
7 іпппщщ со...вгв 2 -ой мттм группы. Если
;;