Д
,
ур
(
) у
ние (2.28), приходим к равенству
(—(а (Х, — ), 
в котором представленные в скобках разности между измер
и истинным значением соответствующего элемента Х, 
выр
как`раз 
присущую 
ему 
сумму ‘случайной 
и 
системати
погрешностей в; == А/
Для оценки надежности составления водного баланса 
таты измерения Х; каждого уравнения типа (2.29) освобо
от систематических погрешностей путем внесения в них соо
вующих поправок, найденных указанным выше способом, и
деляют среднюю квадратическую ошибку расчета водного б
о, —° 
2 бх . 
| 
2=1
Уравнение (2.32) справедливо при условии независимост
дящих в уравнение элементов баланса. 
При наличии корреляционной связи в правой части ура
под корнем появляются новые члены
2г эо1огхипх, -- 2#13010311›‹111_›‹‚ "Н 2Гоз02031х,Пх, Р . -,
где /12, Г13, Гоз — Коэффициенты корреляции соответственно 
° элементами водного баланса Х, и Х», Х, и ), Х, и Ху и
<с1, С9 И 
3 — средние квадратические отклонения элемент
‚ Хо и Х, от их средних значений; пх,, Лхь‚ Лх, — частные про
ные функции 1 (Х,, Х», ..., Х„) соответственно по Х,, Х› и 
‚ Критерием для оценки правильности и надежности получ
балансов служит соответствие распределения невязок водн
лансов их вероятным значениям. Так, если невязки водных 
сов в положенном числе случаев 
(68,3; 95,4; 99,7 %) не 
шают по величине рассчитанных ошибок определения невязк
ного баланса соответствующей обеспеченности 
(ои, 20п, З
считается, что 
методика 
расчета 
правомерна, а результа
столько надежны, насколько это позволяет точность опред
составляющих водного баланса. Если такого соответствия н
людается, следует искать неточность в методике определени
оценке точности отдельных элементов баланса. Точность ба
характеризуется значением средней квадратической ошибки
деления невязки. 
' 
‘
88