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

 1-misol.
4 ta rendamizatsion takrorlanishlarda olib boriladi.Tajribada 
3 ta sug‗orishga oid variantlar (0-sug‗orishsiz, 1-mo‗tadil, 2-yuqori 
me‘yorda ) sug‗orish reximi va to‗rt xil azotli o‗g‗it dozasi (0-azotsiz, N-

---

284 
60, N-120, N-240 kg) paxta hosiliga ta‘siri o‗rganiladi. Tajriba natijalari 
69-jadvalda keltirilgan.
Echish
: A-sug‗orish omili 3-xil (
l
A
=3), V gradatsiya omili
oziqlantirish 4 xil bo‗lgan (
l
B
= 4) tajriba 4 ta takrorlanishda olib borildi 
(
p 
= 4) quyidagi boskichlarda amalga oshadi. 
1. 60-jadvalda ma‘lumotlar yig‗indisi va o‗rtacha ko‗rsatkichlar 
aniqlanadi. Hisoblashlarning to‗g‗riligi quyidagi nisbatda tekshiriladi: 

P
= 
 


.
1443
X
V
60-jadval 
Sug‗orish va azotli o‗g‗itlar dozasini paxta hosiliga 
ta‘siri 
Sug‗orish 
A 
Azot 
dozasi,V
Takrorlanishlar,X 
Jami 
V 
O‗rtacha 
I 
II 
III 
IV 
0 
0 
19 
20 
15 
15 
69 
17.2 
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 
41.3 
2 
0 
30 
31 
21 
17 
99 
24.8 
1 
42 
35 
28 
33 
138 
34.6 
2 
38 
38 
36 
35 
147 
36.1 
3 
48 
51 
50 
48 
197 
49.3 
Jami 
390 
382 
337 
334 
1443=

Х
30.1=
x
2. Farqlar (og‗ishlar ) kvadrati yig‗indisini aniqlash. 
N=
l
A
l
B 
n=3 

4 

 4=48 
C=(

Х
)
2
:N=(1443)
2
: 48=43380 
C
Y
=

Х
2

C=(19
2
 +20
2
+…+18
2
)-43380.2=5494.8 
C
P
=

2
P
: l –C=(390
2
+382
2
+337
2
+334
3
):3

4-43380.2=215.6 
C
V=

2
V
: n –C=(69
2
+78
2
+…+197
2
):4-43380.2=5024.1 
C
Z
=C
Y
 – C
P
 – C
V
=5494.8-215.6-5024.1=255.1 
 

---

285 
3. Ko‗p omilli tajribaning keyingi bosqichida A,V omillar va va AV 
o‗zoro munosibatni aniqlash uchun kvadratlar yig‗indisi hisoblanadi. 
Buning uchun variantlar bo‗yicha hosil yig‗indisi yoziladigan 3

4 
tartibidagi jadval tuziladi hamda A va V omillarni asosiy samarasini 
hisoblash uchun zarur ma‘lumotlar topiladi. 
61-jadval 
Asosiy samaradorlik va o‗zoro munosabatlarni aniqlash 
Sug‗orish 
A 
Azot dozalari, V 
Jami A 
0 
1 
2 
3 
0 
69 
78 
74 
76 
297 
1 
100 
146 
154 
165 
565 
2 
99 
138 
147 
197 
581 
Jami V 
268 
362 
375 
438 
1443=

X
S
A
=



C
n
l
A
B
:
2
(297
2
+565
2
+581
2
) : 4 

4 – 43380.2=3182.0 
(
l
A
-1
) 
–(3-1)=2,
erkinlik darajasi 2 ga teng

C
B 
= 

2
B
: 
l
A
n-C=(268
2
+362
2
+375
2
+438
2
 ):3

4-43380.2=1231.2 
(l
B 
-1)=(4-1)=3, 
erkinlik darajasi 3 ga teng 
C
AB
=C
V 
- S
A 
- C
B 
= 5024.1 -3182.0-1231.2 = 610.9 
(l
A
-1)(l
B
-1)=(3-1)(4-1)=6 , 
erkinlik darajasi 6 ga teng. 
F 
kriteriyasi 
uchun 
o‗rganilayotgan omillarning ta‘siri va 
o‗zoromunosibati uchun dispersiyasi tahlil jadvali tuziladi. 
62-jadval 
Rendamizatsion bloklar uslubida olib borishga ikki omilli 3

4 tajriba 
dispersion tahlili natijalari 
Dispersiya 
Kvadratlar 
yig‗indisi 
Ozodlik 
darajasi 
O‗rtacha 
kvadrat 
F
f
F
05 
Umumiy 
5494.8 
47 
- 
- 
- 
Takrorlanishlar 
215.6 
3 
- 
- 
- 
Sug‗orish A 
3182.0 
2 
1591.0 
205.8 
3.30 
Azot V 
1231.2 
3 
410.0 
53.1 
2.90 
O‗zoro ta‘sir 
AV 
610.9 
6 
101.8 
13.2 
2.40 
Qoldiq (xato) 
255.1 
33 
7.73 
- 
- 

---

286 
F
f 
uchun ko‗rsatkichlar 2 chi ilova jadvallaridan olinadi, A,V va AV 
o‗zoro ta‘sir va ko‗rsatkichlar uchun asosiy samaradorlik dispersiyasi 
uchun erkinlik darajasidan kelib chiqqan holda qoldiq dispersiya
ko‗rsatkichi 3 ga teng . 
Bizning misolda sug‗orish azotli o‗g‗itlar ko‗llash samaradorlik
ularning o‗zoro birgalikda ta‘sir etishda 5% li darajada (F
F
> F
05
). 
4. Ayrim farqlanishlar ishonchliligini baholash uchun quyidagilar 
aniqlanadi: 
S
39
.
1
4
73
,
7
2



n
s
x
s 
S
d
= 
97
.
1
4
73
.
7
2
2
2



n
s
s 
NCP
05
= t
05
sd = 2.0 

1.97 = 3.94 s
5. NCP
05 
bo‗yicha asosiy samaradorlik va o‗zoro ta‘sirni
ishonchliligini baholash. Bu misolda ayrim o‗rtachalar n = 4 ga tayanadi, 
A asosiy samaradorlik uchun esa
nl
B
= 4

4= 16 
va V asosiy samarasi
uchun o‗rtacha esa
nl
A
= 4

3=12 
kuzatishlar. 
Asosiy samaradorlik uchun S
d 
va NCP
05 
hisoblanadi: 
A omili uchun
S
d 
=
98
.
0
4
4
73
.
7
2
2
2




B
nl
s
s
NCP
05
 = t
05
sd = 2.0 

0.98 = 1.96 s
 
V omili va AV o‗zoro ta‘siri uchun: 
S
d 
=
13
.
1
3
4
73
.
7
2
2
2




B
nl
s
s
NCP
05
 = t
05
sd = 2.0 

1.13 = 2.26 s
 
So‗ngra asosiy jadval tuziladi yoki tajriba natijalari grafik usulida 
izohlanadi
Jadval 72 da 
NCP
05 
ning uch xil ko‗rinishi keltirilgan: bittasida ayrim 
farqlanishlar o‗rtachalari orasidagi ishonchlilikni baholash uchun 
(
NCP
05
=3.94
), ikkinchisida esa A omili o‗rtachalari orasidagi fapqlarning
ishonchliligini baholash uchun (
NCP
05
=1.96
), va V omillar o‗rtachalari 

---

287 
orasidagi fapqlarning ishonchliligini baholash uchun (
NCP
05
=2.26
), 
ya‘ni sug‗orish va azotli oziqlantirishdagi asosiy samaradorlikni baholash. 
63-jadval 
Sug‗orish va azotli o‗g‗itlar dozasini paxta hosildorligiga ta‘siri
Sug‗orish A 
Azot dozasi, V 
A omili 
bo‗yicha 
o‗rtacha 
NCP
05
=1.91
0 
60 
120 
240 
Sug‗orilmagan 
17.3 
19.5 
18.5 
19.0 
18.6 
Mutadil 
25.0 
36.5 
38.5 
41.3 
35.3 
YUqori 
24.8 
34.5 
36.8 
49.3 
36.4 
V omili 
bo‗yicha 
o‗rtacha 
NCP
05
=2.26
22.4 
30.2 
31.2 
36.5 
39.1 
Bu tajriba misolida eksprimentlarda mavjud omillar dispersion 
tahlil qilish texnikasini takrorlanishlarsiz ko‗rib chiqamiz . Ikki omilli 
tajribalar takrorlanishlarsiz umumiy kvadratlar yig‗indisi uchta 
komponentga ajratish mumkin: 
C
Y
=C
A
+C
B
+C
AB+Z 
DALA TAJRIBALARIDA KUZATUV VA UCHYOT 
NATIJALARINI DISPERSION TAHLILI 
 
Ilmiy tadqiqotlar olib borishda, ilmiy ishlarning dolzarbligi, uning 
ahamiyati tajriba natijalariga qarab boholaydi. Ilmiy tadqiqotga to‗g‗ri 
baho berishga faqat gina ilmiy ish uslubiy jixatdan to‗g‗ri amalga 
oshirilganda imkoni bo‗ladi. Buning uchun tajribada barcha kuzatuv va
uchyotlar o‗z vaqtida sifatli amalga oshirilishi maqsadga muvofiq.
Tajribada fenologik kuzatuvlar har oyning dastlabki kunlari har bir 
variantning hisobli variantlarida maxsus yorliqlar bilan ajratilgan 
variantlarda amalga oshiriladi. 
O‗simlik va tuproq xususiyatlarini tavsiflovchi ko‗pgina miqdor 
ko‗rsatkichlar makbul taqsimlanish qonuniga bo‗ysunadi va ularga statistik 
ishlov berish ekspriment strukturasini hisobga olgan holda dispersion 
tahlil sxemasi bo‗yicha olibboriladi. 

---

288 
Biroq tajriba maydonidagi zararkunandalar va begona o‗tlar soni 
bo‗yicha hisob natijalari , ekinzor holatini ballarda baholash , maxsulot 
sifatinidegustatsion 
baholash 
ko‗pincha 
odatdagi 
qonunlarga 
bo‗ysunmaydi va dastlabki ma‘lumotlarni yangidat o‗zgartirish zarur . 
Agar ayrim kuzatishlar nulevoy yoki juda kichik ahamiyatga ega 
variatsion o‗zgarishlar bo‗lganda bunday yangidan shakllanish holatlari 
uchun x
1
=
x
yoki x
1
= 
1
1
x

eng ko‗p mos keladi. Qaytadan hosil 
qilingan sonlarga ishlov berish dispersion tahlil qilish usulida olib 
boriladi. Ayrim muhim farqlarni baholagandan keyin dastlabki 
ko‗rsatkichlarga takroran o‗tiladi. 
Agar kuzatiladigan kattalikni nisbiy sonlar bilan (foizlarda yoki 
bo‗laklarda) ifodalansa , boshlang‗ich sonlar burchak orqali qayta hosil 
qilinadi , qaysiki uning sinusi kvadrat ildiz ostidagi bo‗lakcha yoki foiz 
bo‗ladi : X
1
=
arisinas – burchagi 
фоиз
. Buning uchun ilovadagi 7- 
jadvaldan foydalaniladi. 
Dispersion tahlil uchun berilgan jadvalda odatda individual 
kuzatishlar (tahlillar) takdim etilmaydi , balki har bir bo‗lakchalar bo‗yicha 
belgilar variatsiya ko‗rsatkichlarining o‗rtachasi keltiriladi. Aralash 
o‗simlik yoki tuproq na‘munalarini delyanka ichidagi o‗zgaruvchanligi 
xatosini uchyoti hisoblash operatsiyasi xajmini ortiradi va mohiyat 
kriteriyasini sezilarli ravishda o‗zgarishiga olib keladi.SHuning uchun bu 
variatsion o‗zgarkvchanliklarni uchyoti faqat aralash uslubiy 
tadqiqotlarda mazmunga ega. 
Misol 1. Rendamizatsion usulda ko‗yilgan tajribada bug‗doy don 
tarkibidagi oqsil miqdorining quyidagicha o‗zgarishi kuzatildi.
64-Jadval
Bug‗doy doni tarkibidagi oqsil miqdori 
Variantlar 
(navlar) 
Takrorlanishlar, X 
Jami V 
O‗rtacha 
I 
II 
III 
1(st) 
14.8 
17.2 
13.4 
45.4 
15.1 
2 
13.8 
15.8 
12.2 
41.8 
13.9 
3 
15.6 
18.2 
14.4 
48.2 
16.1 
Jami R 
44.2 
51.2 
40.0 
125.4=

X
15.0=
x

---

289 
65-jadval 
Dispersion tahlil natijalari
Dispersiya 
Kvadratlar 
yig‗indisi 
Ozodlik 
darajasi 
O‗rtacha 
kvadrat 
F
f 
F
05 
Umumiy 
28.30 
8 
- 
- 
- 
Takrorlanishlar 
21.34 
2 
- 
- 
- 
Variantlar 
6.86 
2 
3.430 
137.20 
6.94 
Qoldiq(xatolar) 
6.10 
10 
0.125 
- 
-