B. M. Azizov, I. A. Israilov, J. B. Xudoyqulov

N
C
V
- 
- 
1

l
C
V
1

N
C
Z

---

265 
bo-rilgan 
vegetatsion 
va dala 
tajribalari
(to‗liq 
rendami-
zatsiya). 
Tartibli tak-
rorlashlar 
usuli 
bo‗yicha olib 
bo-rilgan 
dala va 
vegetatsion 
taj-ribalari 
1

N
C
Y
1

n
C
P
- 
1

n
C
V
)
1
)(
1
(


l
n
C
Z
Lotin 
kvadrati 
1

N
C
Y
1

n
C
P
1

n
C
C
1

n
C
V
)
1
)(
1
(


l
n
C
Z
Lotin to‗g‗ri 
burchagi 
1

N
C
Y
1

n
C
P
1

n
C
C
1

n
C
V
)
1
)(
1
(


l
n
C
Z
Bu erda N- kuzatishlarning umumiy soni, 
l
- variantlar soni . n – 
takrorlashlar, qatorlar va ustunlar soni. Variantlar kvadrati yig‗indisi C
V
va qoldiqlar kvadrati yig‗indisi C
Z
kerakli erkinlik darajasi soniga 
bo‗linishi o‗rtacha kvadratlar F kriteriyasini hisoblashda zarur bo‗lgan s
2
V
va s
2
olinadi. 
Bu erda barcha kvadratlar yig‗indisi musbat sonlar bo‗lishiga 
alohida e‘tibor berilishi lozim. Yig‗indilarda manfiy ko‗rsatkichlar bo‗lishi 
xatolikka yo‗l ko‗yilganini ko‗rsatadi va bunday holatlarda xatolik 
topilishi va tuzatilishi lozim. 
YUqorida keltirilgan 47-jadvaldan ko‗rinib turibdiki har bir 
tadqiqot turi uchun alohida matematik model yoki dispersion tahlil 
sxemalari mavjud. SHunday qilib dala tajribalarida moydon birligidagi, 
vegetatsion tajribalarda har bir sasuddagi hosil tartibsiz tarrorlashlar uslubi 
bilan olib boridganda ikkita komponentdan iborat deb qaralishi mumkin: 
variantlar bilan bog‗liq va xatollik bilan bog‗liq tasodifiy komponent.
SHunday qilib tartibsiz takrorlashlar metodi bo‗yicha olib borilganda
dala tajribasidagi delyankalarning maydon birligi-dan yoki vegetatsion 
tajribalardagi sosuddan olingan hosil ikki komponentdan tashkil topgan 
ko‗rilishi mumkin: variant va tasodifiy komponent bilan bog‗langan, xato 
bilan bog‗langan. Tartibli takrorlashlpr metodi bilan olib borilgan dala 

---

266 
tajribalarida hosilning variatsiyasida komponentlar xatto uchta bo‗ladi: 
takrorlashlar, variant va xato, lotin kvadratida va to‗g‗ri burchakli 
tajribalarda –to‗rtta: qator, ustuncha, variant va xato. 
Dispersion tahlilning matematik tahlili to‗g‗risida aniq 
tushunchalarga ega bo‗lish zarur hisoblash operatsiyalarini, ayniqsa bir 
omilli tajribalarga nisbatan murakkab bo‗lgan, ko‗plab noaniq variatsiyalar 
mavjud bo‗lgan ko‗zp omilli tajribalarda ishni ancha osonlashtiradi. 
Masalan, oddiy takrorlanishlar usulida ko‗yilgan ikki omilli tajribada S
V 
variantlari uchun kvadratlar yig‗indisi uchga ajraladi, uch omilli 
tajribalarda esa etti tarkibiy qismga. Bu tajribalar uchun jami kvadratlar 
yig‗indisi quyidagi ko‗rinishda ifodalanadi: 
S
Y
= (C
A
+ C 
B
+ C
AB
) + C
P
+ C
Z
; 
C
Y
= (C
A
+ C
B
+C
C
+C
AB
+C
AC
+C
BC
+C
ABC
) + C
P
+ C
Z
Keltirilgan komponentlarda asos ravishda belgilarning yakuniy 
variantlanishida jami erkinlik darajasi soni ham ajraladi. Ko‗pincha ko‗p 
omilli tajribalar murakkab va parchalangan delyankalarda ko‗yiladi. 
Bunday hollarda hamma taqqoslashlarni ham bir xil aniqlikda olib borish 
imkoniyati bo‗lmaydi. Tarqoq delyankalarda variantlarni joylashishiga 
ko‗ra turli taqqoslashlarni bir xil aniqlikda bo‗lmasligi uning 
komponentlarini tashkil qilishiga mos ravishda: birinchi tartibdagi 
delankalarda C
XI
joylashgan variantlar uchun xatolik, ikkinchi tartibdagi 
delyankalarda C
XII
joylashgan variantlar uchun xatolik va hakazo. Bu 
xatoliklar keyinchalik omillarning tasiri va o‗zoro munosabatini 
baholashda ishlatiladi. Masalan, ikki omilli va uch omilli o‗tkazilgan dala 
tajribalar uchun delyankalarning ikki martaga va uch martalab 
parchalanishida kvadratlar umumiy yig‗indisi quyidagiga teng bo‗ladi: 
S
Y
= (C
A
+ C 
B
+ C
AB
) + C
P 
+ C
XI 
+C
XII 
S
Y
= (C
A
+ C
B
+C
C
+C
AB
+C
AC
+C
BC
+C
ABC
) + C
P 
+ C
XI 
+C
XII
+ C
XIII 
SHunday qilib parchalanuvchi delyankali tajribalarda farqlarning 
aniqliligini baholash barcha oldingi misollardagi singari bitta qoldiq 
kvalrati summasmga C
Z
ko‗ra aniqlanmaydi, balki birlamchi, ikkilamchi 
va uchlamchi tartibli delyankalar kvadrati yig‗indisiga qarab aniqlanadi. 
Kvadratlar yig‗indisini hisoblashni soddalashtirish uchun, ayniqsa 
hisoblash apparatlari bo‗lmaganda tajriba bo‗yicha 
x
o‗rtacha hosilga 

---

267 
yaqin bo‗lgan A – nisbiy boshlanishi o‗lchamlari natijalaridan hisoblash 
yo‗li bilan boshlang‗ich ma‘lumotlarni o‗zgartiradi. Sanoq boshlanishini 
o‗zgarishi kvadratlar yig‗indisi ta‘sir qilmaydi va ahamiyati kam bo‗lgan 
raqamlar bilan ishlash imkoniyatini beradi. 
Dispersion tahlil daraja yoki u yoki boshqa omillarni belgilarini 
bir yoki 100 % deb qabul qilingan umumiy dispersiyasi to‗g‗risida 
ta‘savvur imkoniyatini beradi, xususan: 
2
V

=
Y
V
C
C
- variantlarning ta‘siri; 
2
P

= 
Y
P
C
C
- takrorlashlar ta‘siri; 
2
Z

= 
Y
Z
C
C
- tasodifiy omillar ta‘siri; 
2
Y

= 
2
V

+
2
P

+ 
2
Z

=1.0 (yoki 100%)- barcha omillarning ta‘siri.