H
0 - Toshkent 2014 B. M. Azizov, I. A. Israilov, J. B. Xudoyqulov o

2 3 3
EchilishL
1.
56 jadvalda har bir yil uchun va tajriba
davomidagi hisob ishlari
yig„indisi hisoblanadi.
2.
Har yil uchun va 2 yil uchun yig„indilar kvadrati hisoblanadi.
2008
yil uchyoti
N=ln = 3x5=15
C=( £ A' )P:N=(713.4)
2
:15=33929.30 Cy
=£*
2
-
0(40.2
2
+47.4
2
+.. .+61,4
2
)-33929.30=l 113.42 C
P
=5>
2
: /-С =(134.0
2
+ 148.8
2
+...+164.8
2
): 3-33929.30
= 809.77 Cy=
Y.
yl
'■
n
-C = (
220
.7
2
+ 223.6
2
+269.1
2
) : 5-33929.30 =294.75 Cx-Cy- Cp-C
v
= 1113.42-
809.77-294.75 = 8.90
2009
yil uchyoti N=ln = 3x5=15 C=( X
X
)P:N=(554.4)
2
P: 15=20416.77
C
Y
= -0(31.2
2
+36.4
2
+.. .+50.1
2
)-20416.77=918.21 C
P
= £
P
2
: / - С =( 101,4
2
+ 120.6
2
+.. .+112.6
2
): /
- 20416.77 = 249.45 Cv= £V
2
: n -C = (160.5
2
+ 164.7
2
+228.8
2
): 5-20416.77 =575.54 Cx-Cy- C
P
- C
v
= 918.21 -249.45 -575.54 = 96.22
2
yil uchun jami
N=ln =
3x5=15
C=(£*)P:N=(126.8)
2
P:15=106985.48 C
Y
=
J^X
2
*
C =
(
7 1
-4
2
+83.8
2
+...+11.5
2
)-106985.48-3615.28 C
P
=
£>
2
■ l-C
=(235.4
2
+ 269.4
2
+..,+277.2
2
): 3 -106985.48= 1835.53 Cv= : n -C = (381.2
2
+
388.3
2
+...+497.2
2
): 5-106985.48=1694.04 C
z =
C
y
- C
P
- C
v
=3615.28-1835.53 -1694.04= 85.71
Dispersion tahlil natijalari
46-jadval
Yillar
Variantlar
Takrorlanishlar, X
Jami,
X
O'rtacha
1
11
III
IV
V
2008
l(st)
40.2
47.4
30.7
51.4
51.0
220.7
44.1
2
41.4
48.7
32.4
50.7
52.4
223.6
44.7
3
52.4
54.7
41.2
59.4
61.4
269.1
53.8
Jami,R
134.0
148.8
104.3
161.5
164.8
713.4=
47.6=
2009
. Hst)
31.2
36.4
28.1
34.7
30.1
160.5
33.1
2
30.3
35.4
29.9
37.0
32.4
164.7
32.9
3
40.2
48.8
34.7
54.4
50.1
228.2
45.6
Jami,R
101.4
120.6
92.7
126.1
112.6
553.4=
36.9=
2
yil
uchun
.
b.)
..............
70.4
83.8
58.8
86.1
81.1
381.2
76.2
2
71.4
82.1
62.3
87.7
84.8
388.3
77.7
3
92.6
103.5
75.9
113.4
111.5
497.3
99.5
Jami,R
235.4
269.4
197.0
287.6
277.4
1256.8=
84.4=
2 3 7
Farqi shundaki, standart usulida nazorat variantlar
tez-tez takrorlanib
0
„rtacha
tuproq unumdorligiga o„rganilayotgan variantlaming hosildorli-gini standart
variantlarga ko„ra turli usullarda taqqoslash imkoniyati mavjud bo„ladi.
Standart ko„rsatkichlami (X ko„rsatkichi bilan ifodalanib) bu tajriba
variantlariga ko„ra hisoblashning bir nechta usullari mavjud:
1.
К ko„rsatkichi sifatida ikkita bir biriga yaqin boigan standartlaming
o„rtacha arifmetiq ko„rsatkichlarini qabul qilish mumkin.
2.
Standartlar har 2-3 delyankadan keyin joylashtirilgan tajribalarda К
ko„rsatkichi sifatida interpolirovlangan nazorat hosil ko„rsatkichini olish mumkin.
Tajriba variantiarini faqat yaqin joylashgan nazorat
variantlari bilan juft
holat usulida taqqoslanishi ikkita standart variantining o„rtacha arifmetik
ko„rsatkichi bilan taqqoslanishi yoki tuproq unumdorligini to„laroq ifodalovchi
interpolerovochniy usuliga nisbatan odatda katta xatoliklar kedtirib chiqaradi. Bu
holat interpolirovachniy usulda va
К
0
„rtacha arifmetik
usulda hisoblashning
asosi sifatida bitta emas balki ikkita delyankaning hosili hisoblanadi.
SHuningdek standart usulida yana shu narsalarga alohida e‟tibor berish
joizki tajriba natijalariga ishlov berish lozim bo„lib, u quyidagilardan iborat: bu
usulda tajriba delyankalarini bevosita bir biri
bilan taqqoslash mumkin emas, qaysiki ko„p hollarda ular katta kenglikda yoyilib bir
biridan uzoqlashgan boMadi, ayniqsa uzun sxemali tajribalarda
va shundan kelib
chiqqan holda variantlar uzunligi bo'yicha bir-biridan shaklan farq qilgan joylarda
joylashishi mumkin. Bunday hollarda variantlar bir biri bilan standart variantlari
orqali taqqoslanadi.
Masala. Nav sinash tajriba maydonada kungaboqaming 16 ta navi
o'rganilganda , delyankalar standart daktil uslubiga ko'ra
joylashtirilganda quyidagi
hosil olindi (50-jadval).
N
0
: d-
0 .
Yechish. Hisoblash ishlari quyidagi tartibda amalga oshiriladi.
1.
Tajriba delyankalari va ikkita qarama qarshi standart delyankalarining
o'rtacha hosildorligi to'risidagi farq aniqlanadi va jadvalning birinchi qismiga yozib
qo‟yiladi. 1322 navining birinchi delyankadagi farq 15.4-(14.8+15.6):2=0.2, ikkinchi
delyanka uchun 17.6- (16.4+17.1):2= 0.8 va uchinchi delyanka uchun 15.9-
(16.0+15.6):2 = 0.1
1387 navi uchun hosildorlik bo'yicha farq quyidagilarga teng 13.0- (13.6+15.1):2
= -1.4, ikkinchi delyanka uchun 15.6- (17.2+17.6):2 =-1.8 va xakazo. Takrorlanishlar
2 3 8
tutashgan joylarda navlar uchun nazorat variantlar o'rtacha
hosilini hisoblashda
(tajribada 1322 va 1329 delyankalaming II va III takrolrlanishlarida) tajribadagi
standart delyankalami xaqiqiy joylashishi hisobga olinadi.
2.
Tajribada standartlarning o'rtacha hosili quyidagicha aniqlanadi:
j (14.8 + 15.6 + ... + 14.1)
XT
= 15.5s/ga
3.
Navlar V, takrorlanishlar R, bo'yicha og'ishlar yig'indisi topiladi,
barcha
farqlaming umumiy yig'indisi topiladi va
Yj
p=
Y*
v =
'£*
d
nisbatidagi hisoblashlaming
to'g'riligi tekshiriladi.
4.
Standartning xaqiqiy hosili o'rtacha hosilga keltiriladi . Buning uchun
standart navning o'rtacha hosiliga nav uchun
d
o'rtacha farq ko'shiladi va hosil yozib
qo‟yiladi.
SHunday qilib 1322 navi uchun keltirilgan hosil 15.5 + 0.4 = 15.9 ga teng,
1387 navi uchun bu ko'rsatkich 15.5 + (- 1.5 ) = 14 ga teng va hakoza.
5.
Dispersion tahlil uslubiga ko'ra farqlar kvadrati yig'indisi
aniqlanadi. Bunda o'rtacha standartdan og'ishlardan foydalaniladi.
Hisoblash ishlari quyidagi taptibda olib boriladi. Kuzatishlar farqlarining umumiy
soni quyidagiga teng :
N=ln=16 x 3 = 48
Korrektorlovchi
omil aniqlanadi
С = (X<0
2
: N = (42.8)
2
: 48 = 36.16
Kvadratlar umumiy yig„indisi hisoblanadi
Су=£у
2
- С = (0.2
2
+ 0.8
2
+...+(-2.1)
2
)-38.16= 124.48
Takrorlanishlar uchun kvadratlar yigMndisi aniqlanadi
C
P
=X/>
2
:/-C(10.8
2
+14.9
2
+17.1
2
): 16- 38.10 = 1.28
Variantlar uchun kvadratlar yigMndisi
C
v
= n- С =(l.l
2
+2.3
2
+...+4.8
2
) : 3 -38.10= 108.03
Kvadratlar yigMndisining qoldigM (xatolar)
2 3 9
C
Z
=C
Y
-C
P
- Cy= 124.48- 1.28- 108.03=15.17
Olingan maMumotlami dispersion tahlili jadvalga yozib qo‟yiladi va F
kriteriysi bo'yicha hisoblanadi.
Dispersion tahlil natijalari
Fos 2 - ilova jadvalidan topiladi. Ilovaga ko„ra variantlar bo'yicha yerkinlik
darajasi 15 ga, qoldiq darajasi 30 ga teng boMganda F
05
h 2.02 ga teng boMadi.
6.
Xususiy farqlaming ahamiyatini baholash uchun farqlanishlar o'rtacha
xatoligi NSR uchun 5% va 1% ahamiyatlilik darajasi hisoblab chiqiladi.
Qaysiki
statistik tahlilga ko„ra haqiqiy hosil emas , balki ulaming standartdan og„ishi, ya‟ni d
farqidan foydalaniladi, unda formula bo„yicha o„rtacha xatolar asosida darxol o„rtacha
farqlar s
d
topiladi, qaysiki u muhim farqlarni hisoblashda ishlatiladi. Hisoblanadi:
a)
navlar va standartlar hosildorligi orasidagi o'rtacha farqlar xatosi
„ _
17* [ o J T - n
л
s
d
=,—= J—-0.41 s
V
n
V 3
b)
Absolyut va nisbiy kattaliklaming 5% a=amiyatli darajasi uchun eng kichik
muhim farulanishlari
NSRo5=to5Sd=2.04x 0.41 =0.84 s
NSRo5=——100 = ^^100=5.4%
xst
0>