для этого показателя является квантиль 3,84 распределения веро-
@ 
@ 
2
ятностей хи-квадрат с одной степенью %1 (5 %) свободы, соответ-
ствующий вероятности превышения @ = 5 % . Следовательно, не-
равенство (3.15) выполняется, и эффективность вероятностного
выражения рассматриваемого прогноза в форме 1 и 3 следует при-
знать достаточно высокой.
В связи с оценкой эффективности вероятностного прогноза в
форме 3 следует отметить, что средняя длина представленных в
табл. 9.4 доверительных интервалов равна 176 м`/с. При использо-
вании климатического прогноза аналогичный доверительный ин-
тервал (492; 766), в который ожидаемая гидрологическая характе-
ристика У 
должна попадать с вероятностью Р = 50 %, имеет
длину 274 м`/с. Отношение средней длины условных интервалов к
длине безусловного интервала равно 0,64 и практически совпадает
с отношением показателей погрешности прогноза по сравнивае-
* 
* 
—
мым методикам „/У] 
/ 
УА е 0,66 
в обычной детерминиро-
п5 
‚ &
ванной форме.
Оценка эффективности формы 2 вероятностного выражения
рассматриваемого прогноза проведена в соответствии с рекомен-
дацией раздела 8.4 на основе данных табл. 9.3. Вероятностной
форме 2 климатического прогноза соответствует постоянная без-
условная вероятность Р, = 50 % попадания фактического значения
У в интервал (492; 766). Рассчитанный по формуле (8.24) показа-
тель составляет 
И, =11,54. Рассчитанный по формуле (8.25)
упрощенный показатель составляет Й/А= 8,65. При уровне значи-
мости а = 5 % критически большим для обоих показателей являет-
ся квантиль ХЁ (5 %) = 5,99 распределения вероятностей хи-квадрат
с числом степеней свободы & —1= 2, соответствующий вероятно-
сти превышения 
@ = 5% 
. Следовательно, неравенства (8.24) и
(8.25) выполняются, и эффективность предлагаемой методики ве-
роятностного прогноза в форме 2 следует признать достаточно
высоКой.
180