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

 Dispersiyaning oddiy usuli 
 
Dispersion tahlilning mohiyatini tushunib etish uchun sun‘iy tarzda 
tuzilgan bir omilli ikkita variant (
l=2
) vegetatsion tajriba na‘munasidan
foydalanamiz. Har bir variant to‗rttadan sosud idishlarda (
n=4
). Tajribada 
kuzatishlar umumiy soni. N= 
ln
= 2 x 4 = 8. Vegetatsion tajribada 
boshqarilmaydigan sharoitlar rendamizatsiyasi va variantlar (tanlamalar) 
mustaqilligi sosudlarni vogonetkalarda vaqti-vaqti bilan o‗zgartirib turish 
bilan amalga oshiriladi. Tajribada olingan hosil to‗g‗risidagi ma‘lumot 
jadvalda keltirilgan (g/sosud). 
49-jadval 
Variantlar 
Hosil,
X 
Variantlar 
bo‗yicha jami, 
V 
Variantlar 
bo‗yicha 
o‗rtacha, 
x
V
1 
7 7 9 5 
28 
7=
x
1
2 
3 1 5 3 
12 
3=
x
2

---

272 
Umumiy yig‗indi 40 = 

X
5=
x
Bu eksprementda boshlang‗ich ma‘lumotlarni faqat bitta usulda 
variantlar bo‗yicha grupirovka qilish mumkin.Variantlar bo‗yicha yig‗indi 
va o‗rtacha, jami g‗ig‗indi va tajriba bo‗yicha jami o‗rtachani topamiz. 
Hosildorlikni o‗zgarib turishi, ya‘ni uni umumiy o‗rtachadan 
farqlanishi (X-
x
), bu erda ikki xil komponetlar bilan ifodalanadi - 
variantlar samarasi va tasodifiy variatsiya. Bir omilli vegetatsion 
tajribalarda hosil variatsiyasining boshqa manbalari yo‗q. SHundan kelib 
qiqqan holda umumiy o‗zgarib turish C
Y
, ya‘ni variatsiya, umumiy 
o‗rtachadan 
2
)
(


x
X
farqlanuvchi hosillar yig‗indisining kvadrati bilan 
o‗lchanadi hamda ikki xil qismdan: variantlar o‗zgarib turishi C
V
va
tasodifiy C
Z.
Mazkur dispersion tahlil modili: C
Y 
= C
V
+ C
Z. 
Farqlanishlar (og‗ishlar) kvadrati yig‗indisini aniqlaymiz : 
C
Y
=
2
)
(


x
X
= (7-5)
2
+(7-5)
2
+…+(3-5)
2
= 48 
Variantlar bo‗yicha og‗ishlar kvadrati yig‗indisini hisoblash 
uchun jadvalda keltirilgan hosil bo‗yicha har bir X soni o‗rniga variantlar 
mos keluvchi o‗rtacha sonlar ko‗yiladi.
50-jadval 
Variantlar 
Hosil,
X 
Variantlar 
bo‗yicha jami, 
V 
Variantlar 
bo‗yicha 
o‗rtacha, 
x
V
1 
7 7 7 7 
28 
7=
x
1
2 
3 3 3 3 
12 
3=
x
2
Umumiy yig‗indi 40 = 

X
5=
x
Xaqiqiy X sonlar o‗rnisha variantlar o‗rtachasi bo‗lgan 
x
V 
ko‗yilib, 
shu bilan variantlar ichidagi tasodifiy variatsiyalarni yo‗qotamiz. 
Variantlar uchun og‗ishlar kvadrati yig‗indisini quyidagi tenglama 
orqali aniqlaymiz :
C
V
= 

(
x
x
V


)
2
=(7-5)
2
+(7-5)
2
+…+(3-5)
2
=32 
Umumiy variatsiyalanish va variantlar variatsiyalanishi o‗rtasidagi 
tavovut xatolik uchun og‗ishlar kvadrati yig‗indisini keltirib chiqaradi: 

---

273 
C
Z 
= C
Y 
–
C
V
=48 – 32 = 16 
Erkinlik darajasining umumiy soni N 
– 
1 = 8 
-
1 = 7, shuningdek 
ularni ikki qismga: variantlar bo‗yicha erkinlik darajasi
l-
1 = 2 
-
1 = 1 
va qoldiq N 
– l
= 8 – 2 = 6 .
Xaqiqiy kriteriyani aniqlash uchun ikkita o‗rtacha kvadratlarni 
hisoblaymiz: 
Variantlar uchun s
2
V
=
00
.
32
1
2
32
1




l
C
V
va 
Xatolik uchun s
2
= 
66
.
2
2
8
16




l
N
С
Z
Xaqiqiylik chegarasini aniqlaymiz: 
F
f
=
05
.
12
66
.
2
00
.
32
2
2


s
s
V
Uni jadvalning 2-ilovasi orqali variantlar erkinlik darajasi 
l
va xaolik 
darajasi 6 ga teng bo‗lgan holatdagi F
05
=2.45 bilan taqqoslaymiz. Statistik 
nolinchi gipoteza 
H
05
bilan variantlar o‗rtachasi orasida muhim farq yo‗q, 
rad qilinadi (F
0
> F
05
). SHundan kelib chiqqan holda tanlamalar 
o‗rtachalari
1
x
va 
2
x
hosildorlik 5% ahamiyatli darajasi bo‗yicha bir 
biridan sezilarli farq qiladi.
Eng kichik muhim farqni aniqlaymiz: 
NCP
05
=t
05
s
d
=t
05
n
s
2
2
= 2.45 
8
.
2
4
66
.
2
:
2

g/sosud. 
t
05
= 2.45 ning nazariy ahamiyati chegarasi ilovaning 1-jadvalidan 
erkinlik darajasi 6 uchun 5% ahamiyatli darajasi bo‗yicha topiladi. 
O‗rtachalar orasidagi farq d=
2
1
x
x

=7-3=4 g/sosud og‗ishlar farqi 
o‗rtachasidan (d >HCP
05
), va shuningdek o‗rtacha muhim farqlardan 
yuqori bo‗ladi.