Оценка 
коэффициента 
корреляции 
между 
абсолютными
—
ошибками \б‚. 
и значениями прогноза У, равна 0,37. И хотя со-
гласно изложенному в разделе 2.1 критерию Питмена при л= 25 и
@ = 5 % эта оценка не является статистически достоверной, всё же
она достаточно велика, чтобы предположение о независимости
и У выглядело сомнительным.
1
величин ]б‚.
Проверка принадлежности ошибок прогноза нормальному
распределению вероятностей выполнена с помощью критерия
Пирсона, изложенного в разделе 8.3. По формуле (8.11) определя-
лись нормированные значения х, ошибок прогноза с использова-
нием оценки \/? = 162 м‘/с, полученной с помощью формул (2.1)
и (2.6). Эмпирическая функция распределения вероятностей ряда
х| ‚ . ., х„ сравнивалась с функцией Лапласа нормального распреде-
ления. При длине ряда ил= 25 и общем числе оцениваемых пара-
метров т= 
4 вся числовая ось разбивалась на /= 
7 интервалов,
равновероятных с точки зрения функции Лапласа. При этом все
гипотетические вероятности о, в формуле (8.15) равны 1/7.
Определяемый этой формулой показатель критерия Пирсона со-
ставляет (/° = 12,21. При уровне значимости @ = 
5 % критически
большим для такого показателя является квантиль ХЁ(Б %) = 5,99
хи-квадрат распределения вероятностей с числом степеней свобо-
ды 
/-т-1=2, 
соответствующий — вероятности — превышения
а = 5 %. Следовательно, неравенство (8.15) не выполняется и
предусматриваемая методом 1 гипотеза о нормальном распределе-
нии вероятностей ошибок прогноза должна быть отвергнута.
При проверке применимости метода 2 использовались данные
об относительных ошибках прогноза &, —1= (У, - У, )/ Х, ‚ помещен-
ные в табл. 9.1. Данный метод основан на предположении о нор-
мальности распределения вероятностей этих ошибок и об отсут-
ствии — зависимости 
между 
их 
абсолютными 
величинами 
и
значениями прогноза.
Оценка 
коэффициента 
корреляции 
между 
абсолютными
ошибками |‹9‚. —1| и значениями прогноза У, равна —0,13 и согласно
171