Оценки ковариации и коэффициента корреляции между часто-
* 
*
тами Р, и Р; приближенно определяются формулами:
С`(Вуа Вр 
— КЕ 
(4.3)
Рик - РиР;
/Р, а- Р, )/р -Р;)
* 
*
Статистическую зависимость между частотами Р, и Р, ха-
‚ (Ру‚Ро)= 
(4.4)
*
рактеризует частота Р мк случаев, когда ошибки прогноза по про-
ВСРЯСМОЙ методике и ошибки климатического прогноза одновре-
менно попадают в допустимые пределы, т.е. когда одновременно
выполняются неравенства |}, — / < дуоп И \У‚. —У \ < длоп *
При отсутствии корреляции между ошибками прогноза по
* 
*
сравниваемым методикам частоты Р, и Р; являются независи-
*
мыми величинами, поэтому частота Р к близка к произведению
Р‚Р;с, а оценка коэффициента корреляции /'(Р;‚Р;) близка к
нулю.
В другом крайнем случае может иметь место полная синхрон-
ность колебаний ошибок прогноза по сравниваемым методикам. В
* 
* 
* 
-
этом случае все три частоты Р, , Р; и Р, к равны между собой, и
* 
* 
*
оценка коэффициента корреляции / (Р„, Р‹;) равна единице.
Для сравнения частот Р]; и Р‚Ё допустимых ошибок прогноза
по оцениваемой методике и по методике климатического прогноза
рекомендуется применять критерий, в котором используется ши-
роко применяемое в многомерном статистическом анализе рассто-
яние Махаланобиса [13, 31].
В 
соответствии 
с 
предлагаемым 
критерием 
неравенство
Р]; > Р; следует признать статистически достоверным, а оправ-
дываемость оцениваемой методики прогноза — достаточной, если
выполняется неравенство:
76