4 2
T
p
= Z
K
=Z^=
1443
- 
52-jadval

2.
Farqlar (og„ishlar ) kvadrati yig'indisini aniqlash.
N
=l
A
l
B
n=3 *4 x 4=48 C=(J^x)
2
:N=(1443)
2
: 48=43380 C
Y
=J^X
2
xC=(19
2
+20
2
+...+18
1
)-43380.2=5494.8 С
Р
=^Р
2
•' /
-C=(390
2
+382
2
+337
2
+334
s
):3x4-
43380.2=215.6
CW£k
2
n -C=(69
2
+78
2
+... +197
2
):4-43380.2=5024.1 C
Z
=C
Y
-
Cp- Cy=5494.8-215.6-5024.1=255.1
3.
Ko„p omilli tajribaning
keyingi bosqichida A,V omillar va va AV o„zoro
munosibatni aniqlash uchun kvadratlar yig'indisi hisoblanadi. Buning uchun
variantlar bo'yicha hosil yig'indisi yoziladigan
3x4
tartibidagi jadval tuziladi hamda
A va V omillami asosiy samarasini hisoblash uchun zarur ma‟lumotlar topiladi.
S
A
= £
A
2
: /,„■-■С = (297
2
+565
2
+581
2
) : 4 x 4 - 433 80.2=3 1 82.0
(
l
A
- l ) -(3-l)=2,
yerkinlik darajasi 2 ga teng
C
B
= ]Гв
2
:
l
A
n-C=
:
(268
2
+362
2
+375
2
+438
2
):3x4-43380.2=1231.2
(l
H
-1)=(4-1)=3,
yerkinlik darajasi 3 ga teng
C
AB
=C
v
- S
A
- C
B
= 5024.1 -3182.0-1231.2 = 610.9
(l
A
-l)(l
B
-l)=(3-l)(4-l)=6 ,
yerkinlik darajasi 6 ga teng.
F kriteriyasi uchun o'rganilayotgan omillarning ta‟siri va o'zoromunosibati
uchun dispersiyasi tahlil jadvali tuziladi.
53-jadval
Asosiy samaradorlik va o'zoro munosabatlarni aniqlash ___________
Sug'orish
A
Azot dozalari, V
Jami A
0
1
2
3
0
69
78
74
76
297
1
100
146
154
165
565
2
99
138
147
197
581
Jami V
268
362
375
438
1443=5>
2 4 4
i ilova jadval uchun
asosiy ЧД
Rendamizatsion bloklar uslubida olib boris^^jb
____ dispersion tahlili natijj
1
'j
\\ I"
Ff uchun ko'rsatkichlar
2
chi o„zoro ta‟sir va
ko„rsatkich!ar
.
uchun yerkinlik darajasidan kelib
chiqqi'
1
‟ '
|
ч
>
ko„rsatkichi 3 ga
teng .
Bizning misolda sug„orish
azotli ulaming
o„zoro birgalikda ta‟sir etishda 5% 1*
4.
Ayrim farqlanishlar ishonchliligini
aniqlanadi:
S x
=
o _
l2?~
/2x7.73
Sd
~i^r4-
NSR
05
= tossd = 2.0 x
\.
5.
NSR
05
bo„yicha asosiy samara^‟
ishonchliligini baholash. Bu misolda ayrim
о Щ
A asosiy samaradorlik uchun esa
nl
H
= 4*
uchun
o„rtacha esa
nl
A
= 4x3=12
kuzatishlar. . Asosiy
samaradorlik uchun S
d
va NSR
05
P A omili
uchun
Dispersiya
Kvadratlar
yig„indisi
Ozodlik
darajasi
Umumiy
Takrorlanishlar
5494.8
47
215.6
Щ
-
7^1
Sug„orish A
3182.0
Azot V
1231.2
0
„zoro ta‟sir AV
610.9
Qoldiq (xato)
255.1
33
2x7.73
V
omili va AV o„zoro ta‟siri
uchun:
-
2s
2
= 1.135
\
nl
B
V 4 x 3
NSRos = t
os
sd = 2.0 *1.13 = 2.26 s
So„ngra asosiy jadval tuziladi yoki tajriba natijalari grafik usulida
izohlanadi (55-jadval).
Jadval 72 da
NSR
0
s
ning uch xil ko„rinishi keltirilgan:
bittasida ayrim
farqlanishlar o„rtachalari orasidagi ishonchlilikni baholash uchun
(NSR
05
=3.94),
ikkinchisida esa A omili o„rtachalari orasidagi fapqlaming ishonchliligini
baholash uchun (
NSR
0
5=1.96
), va V omillar o„rtachalari orasidagi fapqlaming
ishonchliligini baholash uchun (
NSR
0
s=2.26
), ya‟ni sug„orish va azotli
oziqlantirishdagi asosiy samaradorlikni baholash.
55-jadval
Bu tajriba misolida eksperimentlarda mavjud
omillar dispersion tahlil
qilish texnikasini takrorlanishlarsiz ko„rib chiqamiz . Ikki omilli tajribalar
takrorlanishlarsiz umumiy kvadratlar yig„indisi uchta komponentga ajratish
mumkin:
C
Y
=C
A
+C
B
+C
AB
+
Z
Sug'orish A
Azot dozasi, V
A omili bo„yicha
o'rtacha
NSRas=1.91
0
60
120
240
Sug„orilmagan
17.3
19.5
18.5
19.0
18.6
Mutadil
25.0
36.5
38.5
41.3
35.3
YUqori
24.8
34.5
36.8
49.3
36.4
V omili bo„yicha
o„rtacha
NSR
0
}=2.26
22.4
30.2
31.2
36.5
39.1
2 4 6
DALA TAJRIBALARIDA KUZATUV VA UCHYOT NATIJALARINI
DISPERSION TAHLIL!
Ilmiy tadqiqotlar olib borishda,
ilmiy ishlarning dolzarbligi, uning ahamiyati
tajriba natijalariga qarab boholaydi. Ilmiy tadqiqotga to„g„ri baho berishga faqat
gina ilmiy ish uslubiy jixatdan to„g„ri amalga oshirilganda imkoni bo„ladi. Buning
uchun tajribada barcha kuzatuv va uchyotlar o„z vaqtida
sifatli amalga oshirilishi
maqsadga muvofiq.
Tajribada fenologik kuzatuvlar har oyning dastlabki kunlari har bir variantning
hisobli variamlarida maxsus yorliqlar bilan ajratilgan variantlarda amalga oshiriladi.
0„simlik va tuproq xususiyatlarini tavsiflovchi ko„pgina miqdor ko„rsatkichlar
makbul taqsimlanish qonuniga bo„ysunadi va ularga statistik ishlov berish
eksperiment strukturasini hisobga olgan holda dispersion tahlil sxemasi bo„yicha
olibboriladi.
Biroq tajriba maydonidagi zararkunandalar va begona o„tlar soni bo„yicha
hisob natijalari , ekinzor holatini ballarda baholash , maxsulot sifatinidegustatsion
baholash ko'pincha odatdagi qonunlarga bo„ysunmaydi va dastlabki ma‟lumotlami
yangidat o„zgartirish zarur.
Agar ayrim kuzatishlar nulevoy yoki juda kichik ahamiyatga ega variatsion
o'zgarishlar bo„lganda bunday yangidan shakllanish holatlari uchun
x \ — \ f x
yoki xj=
Ji+
X{
eng ko„p mos keladi. Qaytadan hosil qilingan sonlarga ishlov berish
dispersion tahlil qilish usulida olib boriladi. Ayrim muhim farqlarni baholagandan
keyin dastlabki ko„rsatkichlarga takroran o„tiladi.
Agar kuzatiladigan kattalikni nisbiy sonlar bilan (foizlarda yoki bo„laklarda)
ifodalansa , boshlang„ich sonlar burchak orqali qayta hosil qilinadi , qaysiki uning
sinusi kvadrat ildiz ostidagi bo„lakcha yoki foiz bo„ladi : Xi
=arisinas - burchagi
%!
фош .
Buning uchun ilovadagi 56- jadvaldan foydalaniladi.
Dispersion tahlil uchun berilgan jadvalda odatda individual kuzatishlar
(tahlillar) takdim etilmaydi, balki har bir bo„lakchalar bo„yicha belgilar variatsiya
ko„rsatkichlarining o„rtachasi keltiriladi. Aralash
0
„simlik yoki tuproq na‟munalarini
delyanka ichidagi o„zgaruvchanligi xatosini uchyoti hisoblash
operatsiyasi xajmini
ortiradi va mohiyat kriteriyasini sezilarli ravishda o„zgarishiga olib keladi. Shuning
uchun bu variatsion o„zgamvchanliklami uchyoti faqat aralash uslubiy
tadqiqotlarda mazmunga ega.
Misol 1. Rendamizatsion usulda qo‟yilgan tajribada bug„doy don tarkibidagi
oqsil miqdorining quyidagicha o„zgarishi kuzatildi.
56-jadval
Echilishi.
Dispersion tahlil rendamizatsion takrorlanishlar sxemasi bo'yicha
olib boriladi; kvadratlar yig„indisi, farqlanishlar (og„ishlar) aniqlanadi,
dispersion
tahlil jadvali tuziladi va ayrim o„zgarishlaming ishochliligiga baho beriladi.
TV=/
A
7=J
X
3
=
9
C=CZ
x
f