Csoma János - Szigyártó Zoltán: A matematikai statisztika alkalmazása a hidrológiában (VITUKI, Budapest, 1975)
2. A minták elemzése
nek fogható fel, vagy pedig a szóban forgó különbség bizonyos p %-os kockázatú tartományát kívánjuk-e meghatározni. Az első esetben a számítás menete a következő: Miután meggyőződtünk arról, hogy mind a két minta egymástól független eredményeket tartalmaz, s összességét tekintve mind a kettő homogén, az m* «íi*, rri* ~ ju* közelítés felhasználásával meg kell határozni — általános esetben — a — o>«(l 2) / — JZHh) , ">*(&)— 4np* (fi) — illetve normális eloszlás esetén — az (2.78/a) xt = £«(fi) /'i(C) 2 n + /4 (fa) 2m (2.78/b) paramétert. Ennek birtokában a ///. táblázatból meg kell állapítani az F(x,) értéket, majd a döntés alapját képező p valószínűséget az ismert p= 2[100 —F(x,)] (2.16) összefüggésből számítjuk ki. A második esetben a p értéke a kiinduló alap. Ilyenkor a mintavétellel kapcsolatos szokásos kikötések teljesülésének az ellenőrzése után a már ismert módon az F(x,)=100 — ^ (2.42) kifejezést felhasználva első lépésként az F(x,) értékét kell kiszámitani. Ehhez a III. táblázatból (szükség szerinti interpolálással) ki kell keresni az x, értékét, amelynek birtokában aztán a keresett p kockázatú tartomány — általános esetben — a Cjt Xt illetve normális eloszlás esetén a /*?(fl) — /'í2(fl) , — 4n//*(fi) 4m//í'(ú,) + x, I /'?(-1) 2n + /'?(£■•) 2 m (2.79/a) (2.79/b) összefüggésből határozható meg. Magától értetődő továbbá az is, hogy a (2.78/b) és a (2.79/b) képlet használata előtt ez alkalommal is meg kell győződjünk arról, hogy a két minta empirikus eloszlásfüggvénye valóban elég jól közelíthető normális eloszlással. 75
