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

n
n
n
n
s

=
2
2
2
n
n
s
=
n
s
2
2
 
 
S
d
ahamiyatini 
NCP
formulasiga ko‗yib quyidagilar olinadi :
NCP
05
=t
05
 sd; NCP
05
% = 
100
05
x
sd
t
 

---

269 
 
Dispersiya qoldig‗i uchun ahamiyatlik darajasi va erkinlik darajasi 
soni
t –kriteriyasi ahamiyati ilovadagi 1-jadvaldan olinadi. NCP va t 
oldidagi indeks yozuvlari ahamiyatlilik darajasi ko‗rsatkichlari (5 va 1%). 
Masalan 5% ahamiyatlik darajasiga 95% extimollik darajasi, 1% 
ahamiyatlik darajasiga 99% ehtimollik darajasi to‗g‗ri keladi. 
NCP
05 
dan yuqori bo‗lgan o‗rtachalar orasidagi 5% ahamiyatlik 
darajasi bilan muhim farq hisoblanadi va bitta yulduzcha bilan belgilanadi 
(*), 
NCP
01
dan yuqori bo‗lgan o‗rtachalar orasidagi farq 1% lik 
ahamiyatlik darajasi bilan muhim farq hisoblanadi va ikkita yulduzcha 
bilan belgilanadi (**). 
2. O‗rtalarni uchlamchi xatoliklar o‗lchami bo‗yicha o‗rtachalar 
orasidagi farq ahamiyatini baholash, ya‘ni 3s
x
yoki 3E (V.N.Peregudov). 
Umumlashgan o‗rtacha xato s
x
o‗rtacha kvadrat qoldig‗i asosida 
aniqlanadi s
x
=
n
s
2
Bu xatolikning uchlamchi kattaligi muhimlik kriteriyasi sifatida 
qabul qilinadi. Agar xaqiqiy farq
d

3s
x
bo‗lsa, u holda ular 5% 
o‗lchamda ahamiyatlidir, agar 
d 

 3s
x
bo‗lganda esa ahamiyatga ega emas. 
Tajribada takrorlanishlar soni 4-6 bo‗lib, variantlar soni ko‗p bo‗lsa, 
masalan nav sinash dalalarida 
3s
x
kriteriyasini ko‗llanishi asosli. Biroq 
takrorlanishlar soni 3-4 tani, variantlar soni 2-6 ta bo‗lgan dala 
tajribalarida bunday baholash usulini ko‗llanishi muhim farqlanishlar 
sonini ortib ketishiga olib keladi.
3S
x
yoki 3E kriteriyalarini qanday vujudga kelganini ko‗rib 
chiqsak yuqorida aytilgan fikrlar yanada tushunarli bo‗ladi. 
Dispersion tahlil barcha o‗rtachalar xatosiga
S
x
= 8
x
=
 S
x
2 
=… 
S
x
n
yagona umumlashtirilgan va demak yagona o‗rtacha farq xatosini aniqlab 
beradi: 
S
d
=
41
.
1
2
2
2
2
1
2



x
S
x
S
x
S
S
x
 
 
Erkinlik darajasi soni qoldiq uchun 
V
2
16

 , 
qaysiki 
t
05
= 2.12
, eng 
kichik muhim farq 5% li ahamiyatli darajada quyidagiga teng: 
NCP
05
 = t
05
 S
d = 
2.12 

1.41 S
x
=2.99 S
x
 
yoki yuxlit holda
3 S
x
 

---

270 
 
SHunday qilib, uchlamchi xato – bu 
NCP
05
V
2
16

 
tajribalar uchun. 
Qachonki 
V
2 
< 16 
bo‗lgan hollarda 
S
x
oldidagi koeffitsient ortib boradi va 
agar erkinlik darajasi qoldiq soni 2-7 gacha pasaygan xollarda ayniqsva 
kuchli pasayganda, qaysiki bu holat variantlar soni kam bo‗lgan 
tajribalarda kuzatiladi. Bunday hollarda xatoning kattaligining o‗zi 
S
x
 
xatolik uchun
 
ishonchli bo‗lmagan baza bo‗lib qoladi va shuning uchun 
muhim kriteriyalar olish uchun oldin 5% o‗lchamda S
x
oldidan 
V.N.Peregudov quyidagi koeffitsientlarni ko‗yishni tavsiya etadi. 
48-jadval 
Erkinlik 
darajasining 
qoldiq soni 
2 
3 
4 
5 
6-7 
8-9 
10-
12 
13-
15 
16 
dan 
yuqori 
S
x
koeffitsient
 
6.08 4.57 3.93 3.64 3.40 3.23 3.11 3.04 
3.00 
 

 
SHunday qilib 
3 S
x
va 
3E
kriteriyasini ayniqsa 
3 S
x
=
HCP
05
,
V=16
bo‗lganda qoldiq dispersiyaning erkinlik darajasining soni uchun 
ko‗llanishi asosli. Agar 
V
2
 < 16
bo‗lsa, u holda o‗rtachalar orasidagi farqni 
aniqlash uchun tajribada variantlar soni ko‗p bo‗lmagan hollardagi statistik 
tahlilda ko‗p ishlatiladigan uchlamchi xatolarni ko‗llanishi to‗g‗ri emas, 
o‗rtachalar orasidagi farqni bunday baholash farqlar orasidagi muhim 
tafovutni oshirib yuboradi. Bunday hollarda S
x
yuqorida keltirilgan 
koeffitsient ko‗yilishi kerak, ular boshlang‗ich 3 sonidan 1.5-2 marta 
yuqori bo‗lishi mumkin. 
Dispersion tahlil amaliyotda ko‗llanilgan ekspremental ishlarda 
o‗rtachalar orasidagi muhim farqlanishlar ko‗pincha 
HCP
05
bo‗yicha 
aniqlanadi. Bu kriteriy ayrim tafovutlarni baholash uchun qabul qilingan.
Tahminiy hisob ishlari uchun
3 S
x
va 
3E 
soddalashtirilgan 
kriteriylardan foydalanish mumkin. 
Qishloq xo‗jalik ekinlari davlat nav inash tizimida
HCP
05
va 
3E
asosida barcha navlar uch guruhga bo‗linadi: 
1 guruh- o‗rtacha hosilni standartga (nazoratga) nisbatan 
HCP
05
bo‗yicha musbat ko‗rsatkichida farqlanishi: 
1
guruh – farqlanish 

 HCP
05
dan chetga chiqmaydi. 
1
guruh – farqlanish
HCP
05 
absolyut kattaligida manfiy 
ko‗rsatkich bo‗yicha katta. 

---

271 
Variantlarni muhim farqlari bo‗yicha 3 guruhga ajratilishi 
agrotexnik tajribalarda ham ko‗llanishi maqsadga muvofiq. 
Tajriba natijalarini baholashda eng kichik muhim farqlanishning 
mohiyatini aniqlashda quyidagi analoglardan foydalaniladi. Agar torozi 1 
kg li bo‗lingan bo‗lsa, uni ko‗llashda uni bu vazndan kam miqdorda 
o‗zgartirish yoki xatolik 

10 g
ortishi mumkin emas. SHunga ko‗ra agar 
tadqiqotda 
HCP
05
= 
3 s/ga
bo‗lsa, u tanlama o‗rtachalarining farqlanishini 
baholashda bu tajribalar imkoniyati echimini hal qiluvchi o‗ziga xos 
bo‗lgan baho hisoblanadi. Agar variantlar o‗rtasidagi farq 
3 s/ga
dan kam 
bo‗lsa uni muhim farqlanish deb hisoblash yaramaydi. Bu tushunarli oddiy 
holat avsuski ba‘zan unitiladi va ko‗shimcha hosil bo‗yicha statistik 
ahamiyatga ega bo‗lmagan farqlar bo‗lgan hollarda ham iqtisodiy 
ahamiyatga ega deb qaralib, ularni katta maydonlarda tarqalishiga yo‗l 
ko‗yiladi. 
Ko‗pincha ―xato‖, ―farqlar bo‗yicha chegaraviy xato‖, ―uchlamchi 
xato‖ singari terminlar tajribani endi boshlanayotgan yosh 
tadqiqotchilarni tushunmovchilikka, ya‘ni adashishlarga sabab bo‗ladi. 
Ularning nazarida tajribada ―xato‖ bo‗lishi mumkin emas va agar xato 
bo‗lgan bo‗lsa – demak bunda o‗lchashlarni yoki kuzatishlarni etarlicha
mukammal olib borilmagan deb hisoblaydilar. Bu unday emas. Tadqiqot 
ishlarida statistik xatoliklar yoki variantlar tanlama harakteriga xos bo‗lgan 
xatoliklar bo‗lishi mukarrar.