вероятностей с полученными по ряду за ип= 25 лет наблюдений
оценками параметров У = 652 м`/с и С = 0,35. Это распределение
У
практически совпадает с трехпараметрическим гамма распределе-
нием при С /С =3. При получении вероятностной формы аль-
$ 
У
тернативного климатического прогноза число оцениваемых пара-
метров равно т , = 2.
Согласно рекомендациям раздела &8.4 оценка эффективности
вероятностного прогноза в формах 1 и 3 сводится к рассмотренной
в разделе 3.3 оценке эффективности методики долгосрочного про-
гнозирования в обычной детерминированной форме. В данном
случае речь идет о прогнозе логарифма NoУ среднего за апрель
расхода притока воды в водохранилище Саяно-Шушенской ГЭС.
Проверяемая методика дает прогноз 1У с использованием фор-
мулы (2.19) для определения У. 
Погрешность такого прогноза
* 
`
характеризует показатель 
„/У1 
= 0,21. Климатический прогноз
П
определяется постоянным значением No@У при У = 652 м’/с. По-
грешность 
такого 
прогноза 
характеризует 
показатель
\/Ё = 0,32, рассчитанный по формулам (3.7) и (3.10). Отсут-
ствие статистически достоверной автокорреляции в рядах ошибок
0У 
—- мУ, и МУ 
- мУ при / = 1, ..., п облегчает получение оценок
погрешностей прогноза величины т У по сравниваемым методи-
кам. Коэффициент корреляции между величинами 
Ш@У 
и Ш7
равен & = 0,79.
Формула получения прогноза У уже не является линейной
относительно оцениваемых параметров. Это не позволяет восполь-
зоваться наиболее мощным критерием 1, рекомендуемым в разде-
ле 3.3. Для оценки эффективности рассматриваемой методики дол-
госрочного прогноза величины шУ использован более общий
критерий 2. Определяемый формулой (3.15) показатель составляет
В ‚ = 5,36. При уровне значимости @ 
= 5 % критически большим
179