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

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

Download 3,18 Mb.