Chiqarish markazi

23.1.2.-jadval 
Olingan hosil haqidagi ma’lumotlarga bo‘laklab ishlov berish usuli 
Takrorlanishl
ar 
Takrorlanishlar 
bo„yicha hosil, s/ga 
O„rtacha 
ko„rsatkichdan og„ishi 
Og„ishlar 
kvadratlari 
I-variant 
I 
29,9 
-5,0 
25,00 
II 
35,8 
+0,9 
0,81 
III 
37,2 
+2,3 
5,29 
IV 
36,5 
+1,6 
2,56 
M
1
=34,9 
+4,8 
-5,0 
∑v
2
=33,66 
2-variant 
I 
42,1 
-0,8 
0,64 
II 
43,6 
+0,7 
0,49 
III 
41,5 
-1,4 
1,95 
IV 
44,2 
+1,3 
1,69 
M2=42,9 
+2,0 
-2,2 
∑v
2
=4,78 

---

132 
 
 
O„rganilayotgan qatorga ishonchsiz sananlar ta‟llukligi tajribalar barcha 
sanalar jamlamasi uchun ishonchlilik oraligi hisoblanib, va h+2S chegarasida H 
ishonchsizlik sanasini topish etimoligini (ko„namunalarni kuzatish uchun 
ehtimollik darajasi 95%) yoki H±3S hosil, s-asosiy yoki standart kvadratli og„ish. 
Agar Hning ko„rsatkichi uchlangan standart og„ish chegarasidan chiqib 
ketsa, ya‟ni H
1
3Ѕ 1% li muhimlilik darajasida bo„lsa, sana yaroqsiz deb topiladi. 
Shovene formulasi bo„yicha (P.N.Konstantinov, 1952, s. 164) sana (variant), agar 
u H±3Ѕning chegarasidan tashqarida bo„lsa, tashlanadi. 
Oz namunalar uchun (n<30) tekshirish χ±tЅ ga nisbatan o„tkaziladi. t ning 
qiymati 23.6.4.-jadvaldan qabul qilingan muhimlik darajasi va erkin daraja soni (n-
I)uchun olinadi, standart og„ish esa haqiqiy sanalar bo„yicha hisoblanadi. Bizning 
misolda δ=2,13 t me‟zoni (kriteriysi) 1% li muhimlik darajasida erkin darajalar 
soni 15 bo„lganda (23.6.4-jadval) 2,95 ga to„g„ri keladi. Demak, 
M±tЅ=39,1±2,15·2,95=39,1±6,34=32,76±45,44 
Shu muhimlik darajasida 5% lidagi kabi 29,9 sanasi mumkin bo„lgan 
chegaradan chiqib ketadi. Shuning uchun chiqarib tashlanadi va tajribaning 
yakuniy gatijalari oligan hosil haqidagi ma‟lumotlardan ular umumlashtirilgan usul 
bilan ishlangan, 29,9 sanasi yaroqsiz deb chiqarilgandan keyin foydalaniladi. 
Endi ikkinchi variantda olinagn hosil haqidagi ma‟lumotlariga bo„laklangan 
usul bilan ishlov beramiz (22.2.2.-jadval). δ=1,26 s; m
2
=0,63 s; m
2
%=1,5% ni 
olamiz. Ko„rinib turibdiki, bu variantning aniqligi ancha yuqori. 
Ikki o„rtacha arifmetik ko„rsatkich hatosining farqi (M va M
2
) bu misolda 
o„rtacha hatolar bilan quyidagicha bo„ladi: 
m
farq
,
ikkita o„rtacha arifmetik ko„rsatkich 
farqining ishonchliligi esa: 
t yoki
bo„ldi.
Shu usul bilan ishlovni yana davom ettirish mumkin. Lekin 
umumlashtirilgan usulda bundan naf yo„q. 
Ma‟lumotlarga umumlashtirilgan usul bilan ishlov berish 
Tajriba uchun o„rtacha ko„rsatkichlar hatosi birdaniga hisoblanadi. Shuning 
uchun m
1
=m
2
, o„rtacha ko„rsatkichlar hatosining farqi tajriba hatosi bo„lib qoladi. 
Demak,
Hisoblangan hato (butun tajriba uchun yahlit) tajribaning juftlik, o„zaro 
qiyoslanadigan turli variantlari farqi ishonchliligini aniqlashda ishlatiladi. 

---

133 
Shu maqsadga har bir variant uchun uning o„rtacha ko„rsatkichi, variant 
o„rtacha ko„rsatkichidan har bir variant uchun ba‟zi aniqlanishlarga og„ish topiladi, 
og„ishlar kvadratga ko„tariladi. Har bir variant uchun og„ishlar kvadratlari 
yig„indisi aniqlanib, alohida aniqlanishlar, ular o„rtachasidan barcha kvadratlar 
og„ishlarining umumiy yig„indisi hisoblanadi ∑(∑v
2
). 
Bu tajriba aniqligini bildiradi. Bu holda asossiy og„ish 
ga teng bo„ladi.
Bu formulalarning qo„llanilishi qyidagilarga asaslangan: erkin darajalar soni 
ko„rsatkichlar soning birga kamaytirilganiga tengdir (nℓ). Varaintlar soni ℓ, 
takrorlanishlarniki esa n bo„lsa, ℓ (nℓ) erkin darajalarni olamiz yoki ℓ (n1) ℓ
n
ℓ·ℓ
n
ni 
Nga almashtirib, N-ℓni topamiz. 
O„rtacha arifmetik ko„rsatkichlar hatosi quyidagi formula bo„yicha 
aniqlanadi: 
Tajriba natijalariga umumlashtirilgan usulda ishlov berishda barcha 
variantlar uchun o„rtacha ko„rsatkichlar hatosi bir hil bo„ladi. Demak, tajriba hatosi 
yoki o„rtacha ko„rsatkichlar m
D
farqi 1,41 m ga teng. 
Yuqorida keltirilgan ikki variant ma‟lumotlariga umumlashtirilgan ishlov 
usulini qo„llaymiz (23.1.3-jadval).