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

2. Hidrológiai statisztikai módszerek - 2.2 Előkészítő vizsgálatok

2.2 Előkészítő vizsgálatok

37

A túrkevei csapadékok esetében legyen k = n (2-8. táblázat):

«=1^=232

<?R =

15 15 31

12

= 24,1

R. _ J20^232J _ 129< , 96

vagyis az adatsor egyöntetűnek tekinthető, ill. az egyöntetűség valószínűsége:

F(RT) = 0,901

p= 19,8% > 5%

2—8. táblázat. Egyöntetűségvizsgálat Mann- Whitney- próbával

észlelési

sorrend

x i

űj

észlelési

sorrend

X,

ai

1.

8,9

9,5

16.

2,5

28

2.

4,1

24

17.

6,5

15

3.

8,9

9,5

18.

11,1

6

4.

5,5

19,5

19.

4,5

23

5.

6,5

15

20.

2,1

29

6.

3,2

26

21.

2,8

27

7.

6,9

13

22.

1,1

30

8.

11,8

5

23.

10,0

7,5

9.

5,7

18

24.

7,1

12

10.

10,0

7,5

25.

5,2

21

11.

12,5

4

26.

35,0

1

12.

30,0

2

27.

6,0

17

13.

6,5

15

28.

3,8

25

14.

4,8

22

29.

16,7

3

15.

7,7

11

30.

5,5

19,5

£ =

m =

201

£ =

R(n)

= 264

2.2.3.5 Kolmogorov—Szmirnov-próba

A módszer szó szerint alkalmazza a bevezetőben említett azon feltételt, hogy az adatsor egyes részei is ugyanolyan eloszlásúak legyenek. Ezért az adatsort k és n elemű mintákra bontjuk (k + n = N). Az elvágást ott végezzük, ahol észlelési hiányunk van, vagy az idősor ábrában törést vagy ugrást észlelünk; egyéb esetekben középen. Az egyöntetűség valószínűségét a két mintára szerkesztett