Kontur István (szerk.): Hidrológiai számítások (Akadémiai Kiadó, Budapest, 1993)

2. Hidrológiai statisztikai módszerek - 2.5 Varianciaanalízis

118

2. Hidrológiai statisztikai módszerek

2—42. táblázat. Szimultán függetlenségvizsgálat Kruskal-Wallispróbával

Év

május

Xi Q>i

június

Q>i

július

ai

augusztus

í't

1952

9,3

24

2,2

126,5

3,0

114,5

2,7

122

1953

7,2

49

2,0

130

11,2

14

13,8

6

1954

4,8

85,5

3,6

103

6,0

65

5,4

75,5

1955

7,0

52,5

3,4

107,5

16,2

3

7,3

48

1956

4,6

87,5

6,4

58

7,4

46

3,6

103

E =RJ

2384

2249,5

2170,5

2888

_____*L_

5 680 000

5 060 000

4 790 000

8 830 000

2.5.2 A paraméterek páronkénti összehasonlítása

A bemutatott példában a túrkevei 10 perces júniusi és júliusi csapadék adatsorokat hasonlítjuk össze. A júniusi adatsor 40, ajúliusi 41 elemű. Az összehasonlítást a lognormál paraméterek alapján végezzük, mivel előzőleg igazoltuk, hogy a csapadék adatsorok ilyen eloszlást követnek. A nem logaritmizált adatokból származó paraméterekre a vizsgálat nem jár pozitív eredménnyel.

F-próba

A szórásnégyzetek aránya F eloszlást követ (2-)3. táblázat):

2

F = (2-146)

<72

(a számlálóba tegyük mindig a nagyobb szórást). Amennyiben a konkrét F érték kisebb, mint a táblázatbeli, a szórások nem különböznek egymástól szignifikánsan (2-2,5 = 5%-os szignifikanciaszinten), illetve tekinthetők ugyanazon elméleti szórás két különböző becslésének. Az elméleti (közös) szórást a 2

2 <t\ • ni + a\ ■ ri2

<j = -----------------------n

i + n2

összefüggéssel közelítjük, ahol

(2-147)

rti, n2 a két adatsor elemeinek száma.