N=( 135.4) - Toshkent 2014 B. M. Azizov, I. A. Israilov, J. B. Xudoyqulov o

: N=( 135.4)
2
: 9 =2037.02 C
Y
=
£
Х
2
-С
= (14.8
2
+17.2
2
+...+14.4
2
) -
2037.02 =28.30;
C
P
= £
P
2
:1
- С = (44.2
2
+51,2
2
+40.0
2
) : 3 - 2037.02 = 21.34;
Cv =
Y.V
2
: n - С = (45.4
2
+ 41,8
2
+ 48.2
2
) : 3 - 2037.02 = 6.86 ;
C
Z
= C
Y
- Cp - Cv= 28.30 -21.34 -6.86 = 0.10 .
Tajribada don tarkibidagi oqsil miqdori bo„yicha bir biridan sezilarli farq
qiluvchi variantlar (navlar) mavjud (F
f
>
F
05
).
Ayrim farqlanishlami baholash
quyidagicha amalga oshiriladi :
Variantlar
(navlar)
Takrorlanishlar, X
Jami V
0„rtacha
I
II
III
Kst)
14.8
17.2
13.4
45.4
15.1
2
13.8
15.8
12.2
41.8
13.9
3
15.6
18.2
14.4
48.2
16.1
Jami R
44.2
51.2
40.0
125.4= £
x
15.0=5
57-jadval
Dispersion tahli
natijalari
Dispersiya
Kvadratlar
yigMndisi
Ozodlik
darajasi
0„rtacha
kvadrat
F
f
F„5
Umumiy
28.30
8
-
-
-
Takrorlanishlar
21.34
2
-
-
-
Variantlar
6.86
2
3.430
137.20
6.94
Qoldiq(xatolar)
6.10
10
0.125
-
-
2 4 8
Xulosa
: 5 % li ahamiyatli darajasiga ko„ra don tarkibidagi oqsil va kleykovina
miqdori bo„yicha, tajribada standar va variantlar orasidagi farqqa ko„ra ; 2-
variantning ko'rsatkichlari standartdan keskin past (III- gruppa), 3-variant esa
yuqori ko'rsatkichlarga ega (1-gruppa).
NSRos = tos S
d
= 2.79 * 0.13 = 0.36 -0.4 g ;
Bug'doy doni tarkibida oqsil miqdori __________ 58-jadval
Variantlar
(navlar)
Oqsil
miqdori
Nazoratdan
farq
Guruhi
Kst)
15.1
-
St
2
13.9
-1.2
II
3
16.1
1.0
I
NSRos
-
0.4
-
boshlang„ich son sifatida tajribaning o„rtacha hosiliga yaqin boMgan
x
= 489.4
nisbiy
o„rtacha A = 500 qabul qilinadi(jadval ...).
Ertaki mevalar hosili ____ _____________ __________
61
-jadva
Variant
Hosildorlik, X
Kuzatishlar
Umumiy
0„rtach
lar
som,/>
V
a
St
454
470
430
500
4
1654
463.5
2
502
550
480
507
4
2049
512.2
3
601
670
550
607
4
2428
607.0
4
407
412
475
402
4
1696
424.0
5
418
470
460
412
4
1760
440.0
Umumiy jami
20=
'£n = N
9787=
X*
48
9,4= *
2 5 1
C
v
=]>>
2
: n-C =
(1854
2
+ 2049
2
+.... + 1760
2
):4 - 4789268 = 86961
C
z
= C y - C y
=10494-86961=17980
Variantlar dispersiyasi uchun yerkinlik darajasi 4, qoldiq uchun yerkinlik
darajasi 15 boMgan holatlar uchun F
0
5
nazariy ahamiyati ilovaning 63-jadvalidan
topiladi.
3.
Ayrim muhim tafovutlaming baholash uchun quyidagilar
hisoblanadi :
a)
tajriba xatosi
b)
o'rtachalar farqi xatosi
0„rtachadan farq
_________________________ 62-jadval
Variantlar
X
, = A'-500
Umumiy V
1
-46
-30
-70
0
-146
2
2
50
-10
7
49
3
101
170
50
107
428
4
-93
-88
-25
-98
-304
5
-82
-30
- -40
-88
-240
Jami yigMndi
-213=2*,
Farqlar (ogMshlar) kvadrati yigMndisini hisoblash quyidagi uzviylikni keltirib
chiqaradi.
Kuzatishlar umumiy soni
N=
=
20
Korrektorlovchi omil C= (£*,
f
: N = (213)
2
: 20 = 2268 Farqlar kvadrati
umumiy yigMndisi
C
Y
=£A'
2
--C
=
(46
2
+30
2
+....
+
88
2
)-2268=
10494
Variantlar uchun kvadratlar yigMndisi
Sv=2>
2
:n
= (146
2
+ 49
2
+.... + 240
2
): 4-2268 = 86961
Kvadratlar yigMndisi qoldiq soni
C
z
= C
r
-C
K
=10494-86961=17980
C=(Y,x?-
N=(9787)
2
:20=4789268
C
y
=X
A
'
2
~
C
= (454
2
+470
2
+.... + 412
2
)-4789268 = 104941
Dispersion tahlil natijalari ____________ 63-j ad val
Dispersiya
Kvadratlar
yigMndisi
Erkinlik
soni
O'rtacha
kvadrat
F
F
F
05
Umumiy
104941
19
-
-
-
Variantlar
86961
4
21740
18.13
1.06
Qoldiq
17980
15
1199
-
-
2 5 2
v) 5% kichik farqlik (NSR) darajasida absolyut va nisbiy katta,‟ik
ko'rsatkichlari
NSRos =to5Sd= 2.1
3x 2465 = 52.2g
Farqlar kvadrati yig„indisi
S
y
=C * -c =(9.0
2
+7.8
2
+... .+1.0
2
)-0.07=474.2
X
1
V
2
2
v\
_ .36.6
2
1S.2
2
13.I
2
4.1
2
nn
_ ..
пл
,
+ — + .... + —)-C = ( ---------- + -------- + ------- + ------->-0.07 = 449.03
n
, n,
4 4 6 6
C
z
= C
r
- CV = 474.21-449.03=25.18
Dispersion tahli! natijalari
F
0
5
ning ahamiyatini 2-ilova jadvalidan variantlar dispersiyasi uchun yerkinlik
darajasi 3 (suratda) va qaldiq yerkinlik darajasi 16 (maxrajda) kesishgan joydagi
sonlar olinadi. Bu holda variantlar orasida tahlil qilingan belgi bo'yicha katta
ahamiyatli farqlar mavjud. CHunki , 5% ahamiyatlik darajasida (F
ama]
>F
naz
)
NSR
O
5=
^
S
L
IOO
= -^-100 = io.7%
x
489.4
Suli hosili(g/sosud) ________________________________ __ __ 64-jadval
Variant
lar
Hosildorlik, X
Kuzatish-
lar soni
Jami
V
O'rticha
1
16.0
17.2
14.4
15.1
-
-
4
63.4
15.35
2
29.4
30.4
30.3
28.1
-
-
4
118.2
29.‘55
3
26.0
29.2
26.7
27.1
26.0
28.1
6
164.1
27.35
4
25.3
24.8
26.1
28.2
25.7
24.0
6
154. i "
25.68
Umumiy yig‘indi
2 0
=Z"
=N
499.8=
Yx
24.9=
x
0„rtachadan farq
Variantlar
Xi=X-25
Jami V
1
-9.0
-7.8
-10.6
-9.2
-
-
-36.6
2
4.4
5.4
5.3
3.1
-
-
18.2
3
1.0
4.2
1.7
2.1
1.0
3.1
13.1
4
0.3
-0.2
3.1
1.2
0.7
-1.0
4.2
Umumiy yig„indi
66-jadval
Dispersiya
Kvadratlar
yig'indisi
Erkinlik
darajasi
O'rtacha
kvadrat
F
F
F
O
5
Umumiy
474.21
19
-
-
-
Variantlar
449.03
3
149.68
95.34
3.24
Qoldiq(xato)
25.18
16
1.57
-
-
2 5 3
amaliy ko'rsatkich nazariy kuzatilishi mumkin bo'lgan sondan yuqori boMadi.
3.
Turli takrorlanishli tajribada ayrim farqlaming mohiyatini
baxolashda o'rtachalami bir xil aniqlikda boMmasligiga e‟tibor berilishi
zarur.Dastlabki ikkita variantlar
( x , e a x
2
)
o'rtachalar xatosi kuzatishlarga П) =
n
2
=4 kuzatishlar soniga , ikkita keyingilari esa n
t
= n
2
=6 kuzatishlar soniga
tayanadi. Shuning uchun o'rtachalar orasidagi farqlar xatosi unda variantlar
bo'yicha har xil takrorlanishlar hisobga olingan holda quyidagi formula orqali
aniqlanadi:
2 5 4
Hisoblanadi:
a) o'rtacha farqlar xatosi
х
х
ва
x
2
(n> = n
2
=4) tenglik uchun.
x
x
e a x
2
, x ,
va x, («/
= 4 v a n
2
= 6 )
uchun taqqoslashda
'1.57^±^ =
0.81£
4x6
x„x
4
(n
3
=n
4
=6)
uchun taqqoslashda
NSR =to
5
s
'
d
=2.12 x 0.88 = 1 87g
HCP"
5
=t
o5
i"=2.12x0.81 =
1.72g
HCP"=t
05
i''=2.12 x
0.72 = 1.53g
Ko„p omilli vegetatsion tajribalar
Ko'p omilli tajribalami dispersion tahlil qilish ikki bosqichda amalga oshadi.
Birinchi bosqich-yakuniy belgilaming umumiy variatsiyasini variant va
qoldiqqa variatsiyalanishi :
C
Y
=C
V
+C
z
.
Ikkinchi bosqichda variantlar uchun farqlanishlar kvadrati variatsiyalamish
manbaiga mos keluvchi - o'rganilayotgan omilning asosiy samarasi va ularning
o'zaro munosibati singari komponentlarga ajraladi. Ikki omilli tajribalarda
C
v
=
C
A
+
C
B
+ Сдв ; uch omilli tajribalarda -
C
V
=C
A
+C
B
+Cc+C
AB
+ C
AC
+ C
bc
+C
abc
ko'rinishda
bo'ladi.
Masala 3. Arpa bilan o'tkazilgan ikki omilli 2x3 tajribada azotli o'g'itlaming
ikki xil dozasi va fosforli o'g'itlaming uch xil dozasi o'rganildi (67-jadval). Tajriba
natijalarini dispersion tahlil qilish lozim.
b) 5% (yoki
l%)ahamiyatlik darajasi
uchun eng kichik farqni
baxolash uchun :
2 5 5
Yechish.
To„rtta kaytariqlarda (n=4) o„tkazilgan ikki omilli A gradatsiya va
uch omilli V gradatsiyani o'rganish bo'yicha ikki omilli tajribani dispersion tahlili
quyidagi to'rtta boskichda amalga oshiriladi.
1.
Variantlar bo'yicha jami va o'rtacha ko'rsatkichlar,
tajribaning umumiy va o'rtacha hosildorligi aniqlanadi.
2.
Farqlar (og'ishlar) kvadratining umuliy yig'indisi, variantlar va
qoldiqlar uchun kvadratlar yig'indisi hisoblanadi :
N=/
A
x /g
x n —
2x3x4=24;
C=CL
X
)
2
: N = (883.9)
2
: 24 = 32553.3;
Cy=£
A
'
2
- C=(24. l
2
+25.8
2
+....+60.l
2
)-32553.3=3505.2;
Су=2>
2
:
n-C=
(99.9
2
+l 15.6
2
+... .+234.7
2
):4-32 553.3=3374.5;
C
z
= C
Y
- Cy=3505.2- 3374.5=130.7;
3.
A,В omillar kvadrati yig'indisini hisoblash va AV omillarning o'zaro
ta‟sirini aniqlash uchun vavrmantlar bo'yicha hosil yig'indisi yoziladigan yordamchi
37 jadval tuziladi. Raqamlar umumlashtirilib A umumiy yig'indisi , V umumiy
yig'indisi topiladi, asosiy samaradorlik va o'zaro munosabat uchun og'ishlar kvadrati
yig'indisi hisoblanadi.
Asosiy samaradorlik va o'zaro munosabatlar yig'indisi uchun jadval
Ikki omilli 2x3 tajribada arpa don hosili
(gramm sosud)
__
67-
jadval
|