общих суток в рядах проверочных прогнозов по обеим методикам
неравенство (3.2) не выполняется, то можно считать, что оценка /
коэффициента корреляции между ошибками прогноза по обеим
методикам отличается от нуля незначительно, и в последующих
расчетах эту оценку следует заменять нулем.
—
‚О -Х ОНУО 
- ()
‚ = 
ЕЧЕ 
2 
(6.1)
2 Т, 
"2 Т,
уу О-т, ГХ М0 О-, ОГ
=1 (=1 
7=1 (=1
П2
Оценка / практически всегда статистически достоверно пре-
вышает нуль. Корреляция между ошибками прогноза по сравнива-
емым методикам обязательно должна приниматься во внимание
при сравнении оценок 1/1* и У; ‚ Т. к. приводит к повышению веро-
ятности обнаружения преимущества одной из методик, т. е. к по-
вышению мощности статистических критериев, применяемых для
их сравнения [31].
Предположим, что первая методика выглядит точнее, т. ©. вы-
* 
*
полняется неравенство И, < И, . Это может быть обусловлено тем,
что первая методика действительно точнее второй, т. е. имеет ме-
сто неравенство И, 
< И,. Однако преимущество первой методики
может оказаться мнимым и быть обусловленным статистической
погрешностью сравниваемых оценок. Подтверждение или опро-
вержение преимущества первой методики перед второй сводится к
проверке статистической гипотезы (И = /,) против альтернативы
(И <,.
В зависимости от свойств каждого из рядов ошибок провероч-
ных прогнозов для оценки достоверности преимущества первой
методики рекомендуются к применению следующие три статисти-
ческих критерия, сходные с теми, которые были изложены в гла-
ве 3 для методик долгосрочного прогнозирования речного стока.
При их использовании необходимо принимать во внимание, что
если оценка погрешностей сравниваемых методик выполнялась на
103