критерию Питмена не является статистически достоверной при
любом разумном уровне значимости а.
Для проверки принадлежности относительных ошибок про-
гноза нормальному распределению вероятностей по формуле (8.12)
определялись нормированные значения х, относительных ошибок
* 
`
прогноза с использованием оценки ‚|И =0,22, полученной с по-
6
мощью формул (2.1) и (2.6), в которых разность }, —Ё следует
заменить относительной ошибкой прогноза (У, — У,)/ Х, . Эмпириче-
ская функция распределения вероятностей ряда х|,...,х, сравни-
валась с функцией Лапласа нормального распределения. Опреде-
ляемый формулой (8.15) для тех же значений и= 25, т= 4, 1=7 и
Ро;= 7 показатель критерия Пирсона составляет (/ ° = 6,44. При
том же критическом значении ХЁ(З %)= 5,99 неравенство (8.15) не
выполняется. Следовательно, предусматриваемая методом 2 гипо-
теза о нормальном распределении вероятностей относительных
ошибок прогноза также должна быть отвергнута.
При проверке применимости метода 3 использовались данные
об ошибках 
Noт&ё, = шУ, —111}7; 
прогноза логарифма апрельского
притока воды в водохранилище Саяно-Шушенской ГЭС, поме-
щенные в табл. 9.1. Данный метод основан на предположении о
нормальности распределения вероятностей этих ошибок и об от-
сутствии зависимости между их абсолютными величинами и зна-
чениями прогноза.
Оценка 
коэффициента 
корреляции 
между 
абсолютными
ошибками |1пё,| и значениями прогноза шУ, равна —0,15 и со-
гласно критерию Питмена не является статистически достоверной
при любом разумном уровне значимости @.
Для проверки принадлежности ошибок такого прогноза нор-
мальному распределению вероятностей по формуле (8.13) опреде-
лялись нормированные значения х, ошибок п е, прогноза с ис-
* 
`
пользованием 
оценки 
"У] 
— 0‚21‚ 
полученной 
© 
помощЩью
пЕ
172