Для каждого года с номером 7 и продолжительностью прогно-
зируемого периода Т, ряд ошибок проверочных прогнозов образо-
ван разностями },(1) 
- Ё(і)‚ . Ц(Щ)—Ё(Д). Общая длина 
No
ряда проверочных прогнозов за и 
лет равна сумме Т) +...+7Т,
продолжительностей прогнозируемого периода за каждый год. В
процессе анализа этого ряда необходимо учитывать следующее
обстоятельство.
При проверке методики долгосрочного прогнозирования реч-
ного стока соседние члены ряда проверочных прогнозов соответ-
ствуют ошибкам прогноза за смежные годы. При проверке методи-
ки краткосрочного прогнозирования речного стока соседние члены
ряда проверочных прогнозов в основном соответствуют ошибкам
прогноза за смежные сутки. Только на стыке двух лет последний
прогноз предыдущего года может соседствовать с первым прогно-
зом последующего года. Однако частота таких ситуаций мала и
равна (л - 1)/ М. В результате корреляция между членами ряда
ошибок проверочных краткосрочных прогнозов может быть значи-
тельно выше.
В течение прогнозируемого периода каждого года статистиче-
ская зависимость между ошибками проверочных прогнозов за раз-
ные, и прежде всего смежные, сутки может быть обусловлена ав-
токорреляцией ежедневных колебаний прогнозируемой величины
и ее факторов. Она может быть значительной при краткосрочном
прогнозировании характеристик стока крупных рек, и особенно в
меженный период [1, 52, 55].
В соответствии со сложившимися в гидрологии традициями и
во избежание чрезмерного усложнения решения, целесообразно
предположить, что автокорреляция членов ряда ошибок провероч-
ных прогнозов в течение прогнозируемого периода каждого года
описывается простейшей моделью авторегрессии первого порядка
[32]. Данная модель характеризует автокорреляцию ряда ошибок
проверочных прогнозов одним параметром — коэффициентом кор-
реляции между смежными членами этого ряда, соответствующими
соседним дням одного прогнозируемого периода. Его стандартная
статистическая оценка определяется формулой:
83