ния между фактическими },(7) и прогнозируемыми Ё(г‘) значени-
ями характеристики речного стока при #= 1, ..., Т. и 1= 1, ..., л.
!
Как и при проверке методик долгосрочного прогнозирования
речного стока, определяемая формулой (5.2) оценка $° занижает
реальную погрешность проверяемой методики. Это обусловлено
тем, что она приближенно характеризует только среднюю для про-
гнозируемого периода остаточную дисперсию ©° зависимости
прогнозируемой величины У от используемых методикой предик-
торов. Эта остаточная дисперсия связана со средней для прогнози-
`^ 
2 
*^
руемого периода дисперсией о” 
прогнозируемой величины соот-
ношением (2.2), в котором & равно коэффициенту корреляции
между фактическими значениями величины },(г) и их прогнозами
У,(0). В то же время погрешность прогноза определяется не только
остаточной дисперсией б°, но и статистической устойчивостью
схемы получения прогноза относительно использованных данных
наблюдений. Чем болыше количество учитываемых методикой
гидрологических и метеорологических факторов формирования
речного стока, тем больше число & параметров схемы получения
прогноза и, как результат, ниже ее статистическая устойчивость и
больше разность между остаточной дисперсией прогностической
зависимости и погрешностью методики прогноза.
По аналогии с главой 2 расхождение между остаточной дис-
персией б’и погрешностью методики прогноза И может быть
продемонстрирована на примере ситуации, когда для каждых суток
прогнозируемого периода и каждого года периода наблюдений и
предполагаемого периода оперативного использования методики
стохастическая зависимость прогнозируемой величины У(7) 
от
образующих вектор Х(/) предикторов описывается линейной ре-
грессионной моделью:
У( = аф Х()]+ .. + а;Ф Х()] + <(0, 
(5.3)
где Ф/[Х(0], ..., Ф,[Х(0] — заданные функции, входящие в фор-
мулу выпуска прогноза и определяемые положенной в основу
85