Приведенные в табл. 9.6 значения коэффициента ;, показыва-
ют, что для некоторых месяцев характерна статистически досто-
верная автокорреляция рядов ошибок прогноза логарифма макси-
мального 
расхода, 
которая 
подтверждаемая 
изложенным 
в
разделе 2.1 критерием Андресона. В соответствии с содержащейся
в разделе 8.3 рекомендацией для каждого месяца в ряде провероч-
ных прогнозов были оставлены лишь члены, удаленные на 2 суток.
В результате длина каждого ряда п уменьшилась в два раза.
Построенная для каждого месяца эмпирическая функция рас-
пределения вероятностей сокращенного ряда х|, ..., Х, сравнива-
лась с функцией нормального распределения. Число параметров,
предварительная оценка которых необходима для получения мето-
дики 
вероятностного 
прогнозирования 
методом 
3, 
составляет
т 
= 14. Продолжительность сокращенного в целях устранения
автокорреляции ряда и варьирует в пределах от 254 до 279. Сле-
довательно, соотношение т/п <1/15 
выполняется для каждого
месяца. Согласно содержащейся в разделе 8.3 рекомендации, для
проверки соответствия между рядом нормированных ошибок про-
гноза ЛОГ&РИфМОВ максимальных расходов воды Х, ..., Х, 
И
функцией нормального распределения вероятностей использован
критерий согласия Крамера — Мизеса — Смирнова. Рассчитанные
для всех месяцев по формуле (8.16) значения показателя этого
критерия о’ варьируют в пределах от 0,11 до 0,26. Приведенные в
табл. 8.3 критически большие значения @’ (а) превосходят эти
показатели при любых разумных значениях уровня значимости
критерия @. Следовательно, предусматриваемая методом 3 гипо-
теза о принадлежности ошибок прогноза логарифмов максималь-
ных расходов воды нормальному распределению вероятностей
может быть принята для всех месяцев года. Об этом свидетель-
ствует и рис. 9.4, на котором эмпирические функции распределе-
ния вероятностей нормированных значений этих ошибок для фев-
раля, 
мая 
и 
ноября 
сравниваются 
с 
функцией 
нормального
распределения.
184