использовании логарифмически нормального распределения веро-
ятностей фактических значений У при заданных значениях их
прогноза У, такая проверка была выполнена с помощью критерия
согласия Пирсона и дала положительный результат.
Проверка формы 2 выражения вероятностного прогноза про-
ведена в соответствии с рекомендацией раздела 8.3. Определяемый
формулой (8.18) показатель И/ равен 23,08. Определяемый упро-
щенной формулой (8.19) показатель И/ равен 16,35. При уровне
значимости @ = 5 % критически большим для обоих показателей
2 
@
является квантиль Х5)(5 %)=32,67 распределения вероятностей
хи-квадрат с числом степеней свободы л- т=21, соответствую-
щий вероятности превышения @= 5 %. Следовательно, неравен-
ства (8.18) и (8.19) выполняются, и проверку формы 2 вероятност-
ного 
выражения рассматриваемого 
прогноза 
следует 
признать
успешной.
Проверка формы 3 выражения вероятностного прогноза про-
ведена в соответствии с рекомендацией раздела 8.3. Рассчитанная
на основе данных табл. 9.4 относительная частота случаев попада-
ния ежегодного значения прогнозируемой величины У в соответ-
ствующий интервал (а ; Р, ) составляет Р* 
= 0,60. При уровне
значимости @= 5 %, п-т= 21 и Р= 50 % границы доверительно-
го интервала для этой частоты составляют 
В (5 %)=0,417 и
Р2*(5 %) 
= 0,764. Следовательно, неравенство (8.20) выполняется.
Выполняется и неравенство (8.21) упрощенного варианта провер-
ки. Таким образом, и проверку формы 3 вероятностного выраже-
ния рассматриваемого прогноза следует признать успешной.
Для оценки эффективности методики долгосрочного вероят-
ностного прогнозирования апрельского притока воды в водохрани-
лище Саяно-Шушенской ГЭС в качестве альтернативы использо-
валось 
безусловное 
распределение 
вероятностей 
фактических
значений У прогнозируемой величины, соответствующее клима-
тическому прогнозу. Оценка этого распределения выполнялась по
данным табл. 9.1. Для описания многолетних колебаний величины
У 
использовалось логарифмически нормальное распределение
178