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=

45-jadval
234
3.
Alohida muhim farqlarni baxolash uchun hisoblash
a)
2008 yil uchyoti
Sic 
= J Z = l l J I =
0.47s/ga
V 
n
 V 5 
Sd=J^E=
1=0.66 s/ga
HCP
05
= tos Sd= 2.31 
x 
0.66 = 1.52 s/ga
b)
2009 yil uchyoti
S
f
=
I Z
=
] M =
L 1 2
s
V
n
 V 5
4.
Standart usulida olib borilgan tajriba natijalariga ishlov berish.
 
Standart usulida olib borilgan tajribalami o'rtacha hosilini hisoblash va 
jadvalini tuzish odatdagi tajribalarda o„rtacha hosilni hisoblashdan farq qiladi. 
Dispersiya
Kvadrat
yig‘indi
Ozodlik
darajasi
0
‘rtacha
kvadrat
F
f
•n
о
2008 yil
Uchyoti
Umumiy
1113.42
14
-
-
. 
-
Takrorlanish
809.77
4
-
-
-
Variantlar
229.75
2
124.87
112.49
4.46
Qoldiq
8.80
8
11.65
-
-
2009 yil
14
Umumiy
918.21
14
4
-
-
Takrorlanish
249.45
4
2
-
-
Variantlar
575.54
2
8
24.70
4.46
Qoldiq
93.22
8
11.65
-
-
2
 yil uchun
jami
Umumiy
3615.28
14
-
-
-
Takrorlanish
1835.53
4
-
-
-
Variantlar
1694.04
2
847.02
79.08
4.46
Qoldiq
85.71
8
10.71
-
-
Dispersiya
Kvadratlar
yigMndisi
Erkinlik
darajasi
0„rtacha
kvadrat
F
F
F05
Jami
285.9
24
-
-
-
Ustunchalar
24.22
4
-
-
-
Qatorlar
109.0
4
19.47
3.12
3.26
Variantlar
7.87
4
6.23
-
-
Qoldiq
74.81
12

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

Download 3,18 Mb.