“ 
*
рекомендуется 
характеризовать 
частотой Р, (1) случаев, 
когда
ошибки прогноза за смежные сутки одновременно попадают в
допустимые пределы, т. е. когда одновременно выполняются нера-
венства |}.(1) — Ё(г)\ < д 
И 
\У‚.(г + -Т( + 1)\ < д°
— 
*
Для описания статистических свойств частоты Р, целесооб-
разно ввести индекс допустимой ошибки /,(1), который равен
хЙ 
()= ё
единице, если выполняется неравенство 
и равен
оП ?
*
нулю в противном случае. Частота Р, равна среднему арифмети-
ческому всех 
No 
значений /,(2) при / =1,..., Т; и 1=1,..., л.
1
Оценка коэффициента корреляции между смежными членами ряда
значений индекса допустимой ошибки определяется формулой:
* 
* 
\2
- мО-, 
51) 
(Р]Ё ) 
. 
(7.2)
Р„Й- Р,)
Если члены ряда ошибок проверочных прогнозов по оценива-
емой методике не зависят друг от друга, то корреляция между чле-
нами ряда значений индекса допустимой ошибки также отсутству-
’„ ()
*
ет. Частота Р, (1) близка к квадрату частоты допустимых ошибок
прогноза (Р;)” , а коэффициент ;, (1) близок к нулю.
В другом крайнем случае, когда корреляция между членами
ряда ошибок проверочных прогнозов по оцениваемой методике
*
очень высока и коэффициент / близок единице, частота Р, (1)
*
близка к частоте допустимых ошибок прогноза Р, ‚ а коэффициент
г (1) близок к единице.
Согласно свойствам оценок характеристик процесса авторе-
грессии первого порядка, изложенным в [13] и [32], приближенная
` 
*
оценка среднеквадратической погрешности частоты Р, может
рассчитываться по формуле:
Р,а-Р) |1+ 
0
о (бо- 
М 
1-2 0°
(7.3)
132