ления бытового притока воды, выраженной через его неубы функцию ф, подчиняющейся нормальному нормированному зако пределения [12] 1 ‘.“ Л1 веь )— оОыт вн 6ер уе РЕ в 6) ] — 6 (#) — (#,—1)— (Е ,т—т) :г (Е т тде #= $ (#) — «(&:-1)` 1—7° (2—1,7—т) °® (#:-1) — в (Ё;) г (г й— —г (1—1 , 1—-х) -г (г 1—-—1\ — @(&1-<) ° 1--7? (7—1,1-т) ' ® (&-) Величина с(&, | &;-1, &) есть, как и в выражениях условное среднеквадратическое отклонение величины годового п выражается теми же формулами. ф(&) — неубывающая функция всевозможных величин сто чиненная нормальному закону распределения и выраженная фо 1 Р (#&) :*2'+Ф [Ф (#)], где @® — нормированная нормальная функция Лапласа, или и вероятности. При этом Ф[—--ф(к) ] = —Ф[ф(к)]. Таблица значений вающей функции ф(к), полученная нами, приведена в приложени облегчает применение функции (18) в практических расчетах. Следовательно, подставляя значение условной плотности р ления (20) и проведя некоторое преобразование, получим оконча формулу: Р(& | в б = у НФ [ф(а) —ННЕ к (Е,Е —)г (1—1 і—т)-г(: 1—1) Ф(&и1) —а ® (^:-+). Полученные формулы (22) и (23) позволяют прогнозировать ные величины стока в виде условной прогностической кривой р ления или условной кривой обеспеченности с помощью выражени Р(& | &-л, В1-5)°/,= [1— Р(& | В, В;-«)} ‹ 100° Так же, как и выше, прогнозы - могут быть представлены последовательности рядов с определенной вероятностью. Дл необходимо задавать в формулах (23) или (24) определенное р или Е. Из всего сказанного ясно, что получаемые прогнозы я наиболее полными и отличаются простотой и легкостью расчетов. Для примера рассмотрим среднегодовые уровни 0з3. Байкал же данных, что и в предыдущем примере. В этом случае расчет мула (23) имеет вид: Р(& | &:-1,й,-э5) ==0,5--Ф [9 (#)— 0,539 (&:-1) —0,239(&;-эв) |. Далее, при заданных значениях Ё:-1 И Ё;-25 На основании ф (22), из табл. 1 находим соответствующее им значение неубы функции ф(&;-1 ) и ф(&,;-х5 ). Подставляя их и задавая различ чения К, , находим величины ф( /г) по которым определяем вер