первой и второй методик. Например, критические значения для
* 
*
показателя 
\/!, /\/И, при / =0,95 лишь немногим превосходят
единицу. Это означает, что в условиях почти синхронных колеба-
ний ошибок прогноза по сравниваемым методикам даже на первый
взгляд незначительная 
разность 
в 
оценках 
их 
погрешности
свидетельствует 
о 
статистически 
достоверном 
преимуществе
ОДНОЙ ИЗ НИХ.
Таблица 3.4
Критические значения для показателя \/72* / \/УТ* при а = 5 %
, 
0 
0,25 
0,50 
0,75 
0,95
п= 25 
1,58 
1,56 
1,49 
1,36 
1,16
п= 50 
1,35 
1,33 
1,29 
1,22 
1,10
3.2. Пример сравнения методик долгосрочного
прогнозирования речного стока
В качестве примера рассматривается сравнение двух методик
долгосрочного прогнозирования среднего за апрель расхода при-
тока воды в водохранилище Саяно-Шушенской ГЭС с заблаговре-
менностью 35 суток. Обе методики основаны на одних и тех же
данных за период с 1979 по 2003 г., представленных в табл. 2.2.
Первая методика изложена в разделе 2.3 в связи с оценкой ее
погрешности рекомендуемыми в главе 2 методами. Формула (2.19)
получения прогноза по данной методике соответствует условиям
применимости метода 4. Формула (2.6) дает оценку среднего зна-
чения квадрата ошибки прогноза по проверяемой методике, рав-
ную Им — 26240 (МЗ/С)2. Погрешность методики характеризует
квадратный корень из этой оценки, равный \/Иьм 
— 162 м’/с.
Вторая методика представляет упрощение первой за счет отка-
за от второго предиктора — прогноза средней температуры призем-
—
ного слоя воздуха за первую декаду апреля Х, = Т, °С на метео-
станции в городе Кызыл. В этой методике учитывается только
55