сят от 
времени, 
а коваривционнея 
функция зевисит только
` разности 
времен. В такой ситувции оезусловная версятность
( сбеспеченность ) 
(0;%) преншшения в данном конкратном го-
|ду 
( депустим в 1988 г.) среднегодового расхода водн 
@ рев-
ный 
@, 
в средном будет встречаться 
в последовательности
`рез за 
1 / Р(9) лот.
Это привело к тому, что стациснарные 
случайные 
последо-
сти 
со слабой 
Междурядной связью ` 
рассметринолись в
Ситувция — резко менявтся, когда последовательность пере-
быть сгациогрной. Непримар, при 
естественном стоке иа
1 происходит 
водозабор для 
полива сельхозкультур, когда
муе площеди 
от Годе к году 
увеличиваются. В таких ус-
‘вопрос о 
вероятности превышения ` данного расхода воды
ш‹вн быть 
согласован со временем, 
то есть 
с ГОДОМ длЯ
©го оценивается эта вероятность. Здесь уе нельзя утвер-
› что эте вероятность равнссильна повторению данного со-
'й один раз в 
1 / Р(0) 
лют. Из сказанного ясно, что оез-
в функции 
распределения 
сроеднегодовых 
расходов водн
зависеть 
от времени 
( 
номера года ). Такая 
ситуация
‚ 
гидрологов ‘необычна, и мы приведем пример, поясняющий суть
Сомотрим — по 
возможибсти 
семую 
простейшую 
ситуацию.
9) ‚ де 
1 
- номер года, есть естественная стационар-
эдовытельность среднегодовых 
расходов воды с матема-
очиданием @ ‚ дисперсиой 
.›3 
и корреляционной функ-
та(1 1 - 3 |). Эи 
моменти 
распределения в силу | ука-
йств 
последовытельности 
но зависят от 
времени м
оВЫ для лЮбого года.
авоаннчмм через 
_ — 
суедногодовой ресход ыш в 
1- ом
води 
@у) 
в простейшем случае оудпм считать не. глучпп-
( детермянированной ), причем такой, что виполняется ус-
ВЕН оо
е 
того, 
расходи води, 
забираемсй па 
с
я постояпными, в моняются ст года к голу
хшмение, 
не ос-
23