о, 
0/ 
Ч‹
1
А1 
АА 
^ол_ 
11
\\‘ ^ _ 
. 
\чі Ё \у’ 
- 
1890 
1910 
1930 
1950 ГОД
Рис. 1. Графики, иллюстрирующие 
долгосрочный 
прогноз 
вероятностны
величин среднегодовых уровней оз. Байкал с учетом отдельных дальних
и ближних связей: | — 
р (# ! В1-1,1-х 
) = 1%;
П — р(&; |8:-1, В!-25 ) =48%, т. е. наиболее вероятной обеспеченностью;
—Т 
— р(#; В1-1, В1-25 ) =99%; 
— фактические данные наблюд
Подставляя найденные 
коэффициенты 
корреляции 
и вариа
(12) в формулы (3) и (9—11), получим:
в(ы-т, ва-ов ) = (1--0,095 Ф;р) + & (#;-1, Ва 
), 
Еі (Ё1_1‚ Ё1_25) == 0‚53 ]31—] + 0‚23 131—25 + 0‚24’1 
0,'9
(0 = _ 
—
С &; (#1-1, В1-25) 
° 
Полученные выражения (13—15) являются окончательными 
ными формулами для прогнозирования среднегодовых уровней оз
кал на любой #-й год по данным (7—1) и (1—т)-го года. Так, нап
по данным 1—25= 1887 и 1—-1= 1911 года, модульные коэффициен
торых соответственно равны 1,079 и 
0,999, можно 
составлять 
п
среднегодового уровня на 1912 год. В этом 
случае 
формулы 
(1
имеют вид:
131912;›(1‚0791887› 0,999,.:) — 1,018 - 0,066 Фюігр 
‚ С09Э= 0,147 
х 0,15. 
По полученным 
значениям С(%% — из таблицы 
Фостера-Ры
находим значение Ф,е:, соответствующее принятому значению 
ченности р при 
условии, 
что 
в 1887 
и 1911 
гг. соответственно
Ё_"1887= 1,079 И Ё—1911=0,999. 
` 
На 
основании 
таблицы 
1 
можно построить условную про
ческую кривую обеспеченности на 1912 
год, по которой 
опреде
всевозможные значения среднего уровня оз. Байкал с учетом ине