Другим, более_ точным и пригодным для любых рас-
пределений способом оценки значимости существования
автокорреляции является отношение Неймана [Л. 98],
которое представляет собой отпошение среднего квадра-
та последовательных разиостей к дисперсии:
РЕ 
я
! 
я
(— х)? | — Ъ (— #)?.
3 
—
Это выражение можно преобразовать:
—Щ{і——г‚.).
а—
где
+Уеи-® ее
©
На рис. 1-5 приведены 1%- и 5% -ные уровни вероят-
ности существования автокорреляции по отношению Ней-
мана 6*/х°. Сравнение 1%-ных пределов значимости рас-
пределения л, © соответствующими пределами для обыч-
ной корреляции с поправками среднего при л+3 наблю-
дениях показывает [Л. 98], что для л2>20 статистика га
не отличается от обычной корреляции для л -+3 наблюде-
ний. При меньших л более точным является распределе-
ние 6*/5°, хотя уже для п= 10 1%-ные пределы отлича-
отся сравнительно мало.
Установив значимость факта существования автокор-
реляции в рассматриваемом ряду наблюдений, следует
перейти к оценке абсолютной величины ее и ВоЗзМоЖНЫх
погрешностей.
Для анализа точности оценки коэффициента автокор-
реляции и установления возможного 
диапазона нахож-
дения его истинного значения с различным уровнем ве-
роятностей может быть использовано следующее выра-
жение для среднеквадратической ошибки коэффициента
корреляции, которое обычно называется формулой Пир-
22