Abdulla qodiriy nomidagi jizzax davlat pedagogika instituti tabiiy fanlar fakulteti

10-jadval. Kuzgi bug’doy navlarining hosildorligi, (ts. ga)

Variantlar	Qaytariqlar, X				Variantlar yig’indisi,V	O’rtacha
	I	II	III	IY
Sanzar-8(st)	47,0	46,9	49,6	43,6	187,1	46,8
Boyovut-1	58,4	59,3	60,1	61,3	239,1	59,8
G'ayrat	68,3	68,0	70,2	65,2	271,7	67,9
Umanka	54,7	56,3	55,8	57,1	223,9	55,97
Kroshka	40,8	42,5	43,4	45,7	172,4	43,1
Variantlar Yig’indisi,R	269,2	273	279,1	272,9	X 1094,2	54,7

L- variantlar soni 5 ta n-qaytariqlar soni 4 ta


Ishni bajarish tartibi.
1. Variantlar yig’indisi (V) ni hamda qaytariqlar yig’indisi (R ) ni aniqlaymiz. So’ngra variantlarning umumiy yig’indisi X ni hamda o’rtacha qiymatini hisoblaymiz.
2.Kvadratlar farqini yig’indisini hisoblaymiz:
Umumiy kuzatuvlar soni N Lxn5x420
Korrektirlovchi omil S (x²) :N
x² 47,0² 46,9²…45,7² 61513,22
(x²)  (1094,2)² 1197243,64:2059863,7
V² (187,1²239,1²) 271,7²223,9172,4 245849,1
SSyx²-C  61513,22-59863,7  1649,5
SSvV²:n-C245849,1 :461462,27-59863,71598,57
SSp P²:L-C299368,86 :5 10,1
SSeSSy-SSv-SSp 1649,5-1598,57-10,140,83
N-1(n-1)  (L-1)  (n-1)x (L-1) 19343 x 412
Dispersion tahlil natijalari bo’yicha quyidagi jadvalni tuzamiz(11-jadval).


11-jadval. Dispersion tahlil natijalari

O’zgaruvchanlik turlari	Kvadratlar yig’indisi, SS	Erkinlik darajsi,df	Kvadrat lar o’r-tachasi,ms	FA amaliy	F05 (nazariy)
Umumiy	1649,5	19
Qaytariq	10,1	3	3,96
Variantlar	1598,5	4	399,6	117,5	3.3
Qoldiq	40,83	12	3,4

Jadvaldagi ma'lumotlardan ko’rish mumkinki, F ning amaliy qiymati 117,5 ga teng bo’lib nazariy ko’rsakichdan (F(3,3) bir necha martaga kattadir. Bu esa variantlar o’rtasidagi farqni haqiqiyligidan dalolat beradi.

4.Olingan ma'lumotlarni haqiqiyligini xisoblaymiz

S 

Sd
Endi esa kichik haqiqiy farqni hisoblaymiz. Buning uchun KHF₀₅ t₀₅xSd formuladan foydalanamiz. Ushbu formulada KHF₀₅ kichik haqiqiy farqni bildiradi. KHF₀₅ 1,29 x 2.182,8 ts.ga. Bu erda t₀₅ ning qiymati maxsus jadvallardan olinadi, ishlangan misol uchun uning qiymati 2,18 ga teng.


12-jadval. Navlarning hosildorlik bo’yicha taqqoslash

Variantlar	hosildorlik, s. ga	Standartga nisbatan	Guruh
Sanzar-8 (st)	46,8	-
Boyovut-1	59,8	13,0	I
G’ayrat	67,9	21,1	I
Umanka	55,97	9,17	I
Kroshka	43,1	-3,7	III

Selektsiyada navlarni taqqoslash uchun nazorat navini ko’rsatkichlari olinadi. Tajribadagi ma'lumotlardan, Boyovut-1 navi nazoratdan 13 sentnerga, G`ayrat navi 21,1 sentnerga, «Umanka» navi esa 9,17 sentnerga ustunlik qilganligini ko’rish mumkin. Ushbu navlar hosildorligi bo’yicha nazorat navidan ustundir. Chunki kichik farq 2.8 s.ga ni tashkil etadi. Faqat «Kroshka» navi hosildorlik bo’yicha nazoratga teng bo’la olmadi.
Ayrim hollarda dala tajribalarini o’tkazish uchun nazarat (kontrol) navlarining sonini ko’paytirish talab etiladi. Bunday tajribalarni o’tkazishdan asosiy maqsad tajribaning haqiqiyligini, nazoratga nisbatan ustunligini hisoblashdir.
Ko’p nazoratli dala tajribasida olingan ma'lumotlarni dispersion tahlil qilish uchun quyidagi misoldan foydalanish mumkin(13-jadval).


13-jadval. Kuzgi bug’doy navlarini hosildorligi (ts. ga)

Nav va liniyalar	Qaytariqlar				Jami V	O’rtacha si
	I	II	III	IY
Umanka(st)	47,0	46,9	49,6	43,6	187,1	46,8
Liniya-1	58,4	59,3	60,1	61,3	239,1	59, 77
Liniya-2	68,3	68,0	70,2	65,2	271,7	67, 92
Umanka (st)	45,4	49,0	50,1	48,8	193,3	48, 32
Liniya-3	54,7	56,3	55,8	57,1	223,9	55, 97
Liniya-4	40,8	42,5	43,4	45,7	172,4	43, 1
Jami	314,6	322,0	329,2	327,7	1287,5	53. 64

Ishni bajarish tartibi
1. V, R,Xaniqlaymiz. hisoblash natijalarini to’?riligini tekshirish ko’rish uchun ushbu formuladan foydalanamiz: V R X
2. Kvadratlar yig’indisi farqini hisoblash.
Umumiy kuzatuvlar soni N Lxn6x424
Korrektirlovchi omil S ni hisoblash S (x²) :N  (1287,5)²:24 69069:
x² 47,0² 46,9²…45,7² 61513,22
(x²)  (1287,5)²:24 69069
V² (187,1²239,1² 271,7²223,9²172,4²) 245849,1
SSyx²-C  (47²46,9²  … 45,7² )-S 1797,8
SSvV²:n-C(187,!²  239,1² …172,4²):4-S1734,5
SSp P²:L-C(314,6322² … 321,7²):6-S 17,8
SSeSSy-SSv-SSp 1797,8-1734,5-17,845,5

3.Dispersion tahlil natijalari bo’yicha quyidagi jadvalni tuzamiz (14-jadval).

14-jadval. Dispersion tahlil natijalari

O’zgaruvchan lik turlari	Kvadrat lar yig’indisi, SS	Erkinlik darajsi,df	Kvadrat lar o’rtachasi,ms	FA (amaliy)	F05 (nazariy)
Umumiy	1797,8	23
Qaytariqlar	17,8	3
Variantlar	1734,5	5	346,9	115,6	3
Qoldiq	45,5	15	3,0

Endi variantlar o’rtasidagi farqlarni taqqoslaymiz:

1) Navlar o’rtasidagi farq: Sd¹ 
KHF₀₅¹ t₀₅ x Sd¹¹2,14 x 1,22,56 s.ga
2)Navlarni nazorat navi bilan taqqoslash:
Sd^II
KHF₀₅ ^II t₀₅ x Sd^II2,14 x 12,1 ts.ga. Bu erda n₁ qaytariqlar soni; n₂- nazarot navlarning qaytarilishi

15-jadval. Liniyalarni hosildorligi bo’yicha taqqoslash jadvali (ts.ga)

Nav va liniyalar	O’rtacha hosildorlik	Nazoratdan farqi	Guruh
Umanka (st)	47,6
Liniya-1	59,8	12,2	I
Liniya-2	67,9	20,3	II
Liniya-3	55,97	8,37	I
Liniya-4	43,1	-4,5	III

KHF₀₅¹2,6 s. ga
KHF₀₅^p2,1s. ga
Dispersion analiz natijalaridan ma'lum bo’ldiki, o’rganilgan yangi liniyalardan Liniya-1 ,Liniya –2 va Liniya 3 lar nazoratdan ustunlik qildi. Faqat Liniya-4 hosildorlik bo’yicha nazorat naviga teng bo’la olmadi. Buni KHF ning ko’rsatkichlaridan ham aniq ko’rish mumkin.
Ikki omilli dispersion tahlil. Dispersion tahlilning ushbu usuli ta'sir etuvchi omillar ta'siri bittadan ko’p bo’lsa qo’llaniladi. Misol g’o’zaning hosildorligiga suv va o’g’itning normasi ta'sirini o’rganish kerak bo’lsin.
Buning uchun qo’yidagi 20- jadvalda keltirilgan ma'lumotlardan foydalanamiz.


16-jadval.Suv rejimi hamda oziqa miqdorining g’o’za hosildorligiga ta'siri(B.A.Dospexov ,1985 y.)

Suv rejimi	O’g'it normasi	Qaytariqlar				Jami V	O’rtacha ko’rsat kich
0		I	II	III	IV
	0	19	20	15	15	69	17,3
	1	20	20	20	18	78	19,5
	2	18	20	18	18	74	18,5
	3	20	19	18	19	76	19,0
1	0	32	29	18	21	100	25,0
	1	40	39	33	34	146	36,5
	2	39	38	40	37	154	38,5
	3	44	42	40	39	165	41,5
2	0	30	31	21	17	99	24,8
	1	42	35	28	33	138	34,8
	2	38	38	36	35	147	36,8
	3	48	51	50	48	197	49,3

hisoblash tartibi:

Umumiy kuzatuvlar soni N L_A L_Bⁿ3x4x448
Korrektirlovchi omil S (x²) :N  (x²)  (1443)²:48 43380,2;
C_Yx²-S (19,0² 20²…48,² )-43380,25494,8;
S_R R²: L (390² 382²  337334²):3 x4 –43380,2215,6;
C_VV² :n (69²78² …197²):4-43380,25024,1;
C_ZCy-Cp-C_V 5494,8-215,6-5024,1255,1
Endi A va V omillarning kvadratlar yig’indisini hisoblaymiz.
Buning uchun quyidagi 17 jadvaldan foydaniladi.