Kontur István (szerk.): Hidrológiai számítások (Akadémiai Kiadó, Budapest, 1993)
2. Hidrológiai statisztikai módszerek - 2.2 Előkészítő vizsgálatok
2.2 Előkészítő vizsgálatok 35 Az előbbi adatsort felhasználva: 15 R= = 1° (az összehasonlított adatpárok száma k — 15) i = l R = 5 = 7,5 °7r=\ = 3,75 R* = 1,29 < 1,96 vagyis az adatsor egyöntetűnek tekinthető, ill. az egyöntetűség valószínűsége: F{R*) = 0,901 p= 19,8% > 5% 2.2.3.3 Wilcoxon-próba Képezzük a két minta azonos sorszámú elemeinek előjeles különbségét: di — x í xi+k: (2-50) és ezekhez rendeljünk előjelüktől függetlenül rangszámot, (a,), 1-től k-ig, ahol k = y, a fél adatsorok elemszáma. Ezután vagy a pozitív, vagy a negatív előjelű (célszerűen amelyikből kevesebb van) különbségek rangszámösszegét (R = J2ai) számítjuk ki. Ez jó közelítéssel normál eloszlást követ, melynek paraméterei:- *(* + 1) R = 4 2 _ k(k+ 1)(2k+ 1) (2-51) (2-52) A standardizált értékből az előzőekhez hasonlóan határozzuk meg az egyöntetűség valószínűségét. A túrkevei csapadéknál kapjuk a 2-1. táblázatban szereplő eredményt. Mivel negatív előjelű különbségből kevesebb van, ezeknek rangszámait összegezzük (az összegezés megkönnyítésére ezeket külön kiírtuk). R= 36 R = <tr - R* = 15 ■ 16 = 60 15 16 31 24 |36 - 60| 17,6 17,6 = 1,36 < 1,96
