от 0 и 1, для использования нормального распределения достаточ-
но условия No 2 25 [15].
* 
*
Статистическую зависимость между частотами Р, и Р, ха-
*
рактеризует частота Р, 
„у случаев, когда ошибки прогноза по про-
веряемой методике и ошибки инерционного 
прогноза одновре-
менно попадают в допустимые пределы, т. е. когда одновременно
у -Т () б 
и
ВЫПОЛНЯЮТСЯ 
неравенства
У(0 — у ы (1)\ < дуоп - Оценка коэффициента корреляции между
п°
частотами РАЭ и РИ* определяется формулой:
КО 
Вил — РиР,
Рм,и — 
т 
- 
+ 
*°
/Руа- РРа - в;)
При отсутствии корреляции между ошибками прогноза по
(7.1)
* 
*
сравниваемым методикам частоты Р, 
М и Р, И Яявляются независи-
*
мыми величинами, поэтому частота Р, МИ бЛИЗКЭ. к произведению
Р, Р;‚ 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 Ру и равны между собой, и
оценка коэффициента корреляции ” (РА; ‚ Р‚Ё) равна единице.
Согласно рекомендациям раздела 5.1 автокорреляция ряда
ошибок проверочных прогнозов по оцениваемой методике описы-
вается простейшей моделью процесса авторегрессии первого по-
рядка и характеризуется рассчитываемой по формуле (5.1) оценкой
, коэффициента корреляции между смежными членами этого
ряда.
Влияние автокорреляции ряда ошибок проверочных прогнозов
` 
` 
*
по оцениваемоий методике на статистические своиства частоты РМ
131