В связи с этим для оцениваемой методики анализируется мно-
голетний ряд ошибок проверочных прогнозов за л лет. Для каждо-
го года с номером / = 1,..., п и продолжительностью прогнозируе-
мого периода Т, ряд ошибок ежедневных проверочных прогнозов
образован разностями У, (1) — 171.([) между фактическими значения-
ми характеристики стока },(1) и их прогнозом по оцениваемой
методике Ё(г) при /г = 1, ..., Т‚. Общая длина NoМ ряда проверочных
прогнозов за л лет равна сумме Т, +... + Т, продолжительностей
прогнозируемого периода за каждый год. По этому ряду рассчиты-
вается относительная частота Р]; допустимых ошибок прогноза,
уО-Т0)< д
т. е. случаев, когда выполняется неравенство
п
*
Частота (обеспеченность) Р, характеризует оправдываемость
методики. Ее применение считается целесообразным, если РА; не
менее чем на 10 % превышает 50 %, т. е. выполняется неравенство
Р;, > 60 % [5, 21].
При краткосрочном или среднесрочном прогнозировании сро-
ков наступления характерного гидрологического явления выделя-
ются два случая.
1. Если прогнозы составляются раньше самой ранней даты
{оп 
©его наступления за весь период многолетних наблюдений, то
т
при оценке оправдываемости таких прогнозов назначается допу-
стимая ошибка прогноза д,оп — 0,674 с в которую входит опреде-
ляемый формулой (6.8) показатель погрешности климатического
прогноза.
2. Если прогнозы составляются не раньше самой ранней даты
(п его наступления за весь период многолетних наблюдений, то
т
при оценке оправдываемости таких прогнозов назначается допу-
стимая ошибка прогноза доп — 0,674с,. В нее входит показа-
тель с ‚ рассчитанный по формуле (6.7) в пределах сокращенной
амплитуды, т. ©. по No значениям фактических сроков наступления
явления, которые наблюдались не ранее даты /: 
[21].
лаЛа
127