Полученные 
формулы 
(9—11!), а также (5), (7) и (8) я
расчетными формулами долгосрочного прогнозирования вероят
величин стока, соответственно в относительных и абсолютных е
с заблаговременностью в один год. При этом в обдих случаях
коэффициент корреляции определяется по формуле (3).
Для проведения практических расчетов на основе имеющихся
ных данных наблюдений, необходимо выявить длительность ци
торая соответствует регулярно повторяющимся положительным
вычисленной корреляционной функции. Подставляя найденное з
длительности цикла т и С,„, а также необходимых коэффициентов
ляции в уравнения (3) и (9—11), получаем окончательные выр
для прогнозирования вероятностных величин стока на #7-й год по 
(1—1)-го и (1—т)-го года. Для этого величины й;-; — и Ё;-; , н
емые в (!—1) и (!—т)-м году, подставляются 
в расчетные ф
(9—10).
По выражению (10) определяется величина условного матем
кого ожидания, которая подставляется в формулу (9), а по (11) 
ляется величина условного 
коэффициента 
асимметрии, 
по кот
таблицы Фостера-Рыбкина находим величину относительного откл
ординаты биномиальной кривой распределения {/-го года Ф,,, со
вующего определенной величине обеспеченности р. Подставляя 
ные значения Ф 
в (9), 
находим 
значение 
#; (&;-1, Ё;-.), 
ствующее 
заданным 
значениям 
обеспеченностей . Следова
прогноз получается в виде условной «прогностической» кривой 
ченности.
Пример. Рассмотрим среднегодовые уровни оз. Байкал, им
гидрометрические 
наблюдения 
с 
1887 
по 
1958 
год 
длител
п=72 года. По этим данным 
среднемноголетний 
уровень 
(над
графика) Н 
= 
126,08 см, а коэффициент вариации С, =0,12.
Прогнозирование среднегодовых уровней оз. Байкал нам 
всего интересно тем, что, 
во-первых, 
как отмечено 
выше, много
колебаниям его свойственна 25-летняя цикличность [9, 10], во-
само существование оз. Байкал, играя роль естественного регу
повышает корреляционную связь непосредственно смежных леёт 
нец, имеет более или менее длительные ряды наблюдений (л=7
фактически наблюдавшиеся данные приведены на рис. 
1 сплош
нией.
Для: определения чистого прогноза и ля 
сравнения его с факт
ми данными характеристики колебаний среднегодовых уровней о
кал получены за период наблюдений 1887—1948 гг. По этим 62
данным (из 72) вычислены необходимые нам величины:
С„ == 0,126,
Р 
‚(1, 1—1) =0,68,
7(1, —25) =0,56, 
г(!—1, —-25) =г(1, —-24) =0,62.