Kontur István (szerk.): Hidrológiai számítások (Akadémiai Kiadó, Budapest, 1993)
2. Hidrológiai statisztikai módszerek - 2.5 Varianciaanalízis
2.5 Varianciaanalízis 123 A B x2 eloszlást követ f = h — 1 szabadságfokkal. Ha a konkrét B érték a X2 táblázatból (2-30. táblázat) 5%-nál nagyobb valószínűséget ad, a szórások azonosnak tekinthetők (nem különböznek egymástól szignifikánsan). Példánkban: 2 _ 39 • 0,6692 + 40-0,6802 + 41-0,7822 + 41 0,7332 ' 6 " 39+ 40 + 41 + 41 I±I ±2'-------— < 7=1 + 39 + 40 + 41----iSL = 1,0104 3 (4 - 1 0,515 (Megjegyezzük, hogy C értéke legtöbb esetben 1-nek vehető.) 2 S026 r B = y^^[161 lg0,515- (39 • lg0,6692 + 40 • lg0,6802+ + 41 ■ lg 0,7822 + 41 • lg 0,7332) B = 0,92 p = 82% > 5% vagyis a négy szórás azonosnak tekinthető. Az elméleti szórás becslése <T = Sb = 0,716 Varianciaanalízis A próba alkalmazásának feltétele a szórások azonossága, vagyis a maximális főpróba vagy Bartlett-próba sikere. Tulajdonképpen F-próbát alkalmazunk, ahol az adatsorok belső és külső szórását viszonyítjuk egymáshoz. Az adatsorok „külső szórása” tulajdonképpen a középértékek szórása: a2 T,nÁxi-Xf bk~ h- 1 (2-154) ahol = Y. ní ■ xt X = —~Tr----a középértékek súlyozott átlaga (2-155) (2-156) és h az adatsorok száma. A számláló szabadságfoka f = h — 1, a nevezőé / = N — h. Ha a konkrét Fv érték kisebb, mint a 2-1,5. táblázatbeli érték, a középértékek azonosnak tekinthetők.
