Влияние автокорреляции ряда ошибок инерционного прогноза
` 
*
на статистические свойства частоты Р, также рекомендуется ха-
` 
*
рактеризовать частотой Р, (1) случаев, когда ошибки прогноза за
смежные сутки одновременно попадают в допустимые пределы,
Т. ©. 
когда 
одновременно 
ВЫПОЛНЯЮТСЯ 
неравенства
Уі([)—?И‚і([)\$ бдоп и У1'([_і_1)—?И,1'([_'_1) < бдоп '
` 
*
ДЛЯ описания статистических свойств частоты Р, И ЦСЛССООб-
разно ввести аналогичный индекс допустимой ошибки. Оценка
коэффициента корреляции г (1) между смежными членами ряда
значений индекса допустимой ошибки для инерционного прогноза
определяется формулой (7.2), в которой частоты Р’, и Р;,(1) надо
заменить частотами РИ* и Р;‚ ().
Приближенная оценка среднеквадратической — погрешности
*
частоты Р, может рассчитываться по формуле:
Р‚1-Р) |1+77(0)
М 
1-72 
()
* 
*
о (Р,)= 
(7.4)
* 
*
Для сравнения частот Р, и Р, допустимых ошибок прогноза
по оцениваемой методике и ошибок инерционного прогноза реко-
мендуется применять критерий, в соответствии с которым нера-
* 
*
венство РМ > РИ следует признать статистически достоверным, а
оправдываемость ОЦСНИВЭ‚СМОЙ методики прогноза — ДОСТ&ТОЧНОЙ‚
если выполняется неравенство:
Р - Р,
е РР +[о” РР -деило (Ре ()
М, = 
>{(а), 
(7.5)
где {(а) — квантиль нормального распределения вероятностей с
нулевым математическим ожиданием и еДИНИЧНОЙ ДИСПСРСИСЙ‚
СООТВСТСТВУЮЩИЙ вероятности превышения @. УРОВСНЬ значимо-
сти критерия 
@ 
определяет вероятность признать соотношение
133