Введем в 
рассмотрение случайную последовательность д›
предстевляющую собой расходы воды в реке ниФе волоззборе :
ТОНЕ
Нетемвтическое озидание этой последовательности равно
ба = ©- Ч,
и, как видно из этого 
вырежения, изменяется во времени ( „1
висит от 
1 ). 
°
Дисперсия 
и корреляционная 
функция 
останутся презними,
так как случейная последоветельность 
О 
получена путем
читения 
неслучайных величин 
Оу; 
из последовотельности 
@);
Коэфициент варивции последоветельности 
О,, равен :
ва " %% / (О - 9) ),
и, как видно из приведенного 
выражения, меняется во време
Теким 
обрезом, полученнвя 
последоветельность 
О. ИЗ:
непостоянотва 
по годам водозвбора 
О,) 
становится нест
нерной..
Воли принять 
какое-либо предположение относительно ко!
Чициента всимметрии 
Сдау › Например,
бава = ® буву 
›
где 
К - безрезмерный коэффициент пропорционельности ( н!
мер, К = 2 ), и считать, что эвкон распределения О1 ПОд
ется, допустим, 
гемма-распределению, 
то по трем 
пореме!
ау + буау И баау МОУНО получить для Каждого 4 - го тоде кр
вне обеспеченности 
Р, (9,1). Ясно, что для 
взлччных лет ®
кривые будут различными. Кроме того, в общем случае после)
тельность 
О„ 
оледует очитеть 
случемной и 
нестеционерно
Нестационерной 
последовательност ю может 
соказаться 
`такчю
естественный сток.
Неибольшая 
трудность 
в решении этсй 
проблемы с п
нестационарных 
случайных процессов 
1 последсвательностей:
стоит в том, что у гидрологов, климатологов 
и других есте!
воиспытетелей, как 
правило, отсутотвует 
енсембль ревла:
текого процессв. Они 
имеют только 
одну рэвлизацию, н
среднегодовнх расходов воды 
в каком-то 
створе. 
И по этой
ной ревлизации нухно получит. 
сценыи стетистических пер
24