Chiqarish markazi

 
VI.Dispersli (tarqoq) tahlil usuli bilan ma’lumotlarga ishlov berish
(B.A.Dospehov bo‘yicha) 
«Методика полевого опыта» (“Dala tajribasi uslubi”)da (1979 y.)gi 4-
nashri B.A.Dospehovning hosil ma‟lumotlariga ishlov berish usuli avalgilarda 
soddaroq, tushunarliroq bayon etilgan. Unda takrorlanishlar bo„yicha boshlang„ich 
hosil H bilan ifodalanadi. Uning shartli o„rtacha ko„rsatkichi A dan og„ishi bu 
o„rinda, o„zgartirilgan sanalar deb nomlangan boshqa jadvalga jamlanadi va H deb 
belgilanadi. Dastlabki sanalar o„zgartirilishi ushbu isbot H
1 
=H-A (H-tajriba 
bo„yicha o„rtacha ko„rsatkichga yaqin son, ilgari H
0
deb belgilangan) bo„yicha 
amalga oshiriladi. Bunda A dan qiymatini olib, keyingi barcha hisoblashlarda 
foydalanilmaydi. 
Variantlar, takrorlanishlar bo„yicha kvadratlar yig„indilarning, umumiy 
yig„indining hisoblash natijalari kengaytirilgan tarzda qatorlar bo„yicha keltiriladi. 
Bu juda ko„p sonli ma‟lumotlar keltirilishiga o„rin qoldirmaydi. 
Dispersli tahli uslubining mohiyati og„ishlar kvadratlaring umumiy 
yig„indisi va erkin darajali umumiy sonlarini qismlarga bo„lib tashlashdan 
iboratdir. Bu tajriba tarkibiga kiruvchi, o„rganilayotgan omillar harakati o„zaro 
harakati ahamiyatliligiga baho berish uchun R.A.Fisherning G„ me‟zoni (kriteriysi) 
mos keladi. 
Bir omilli dala tajribasi ma‟lumotlariga ishlov berishda kvadratlarning 
umumiy yig„indisi 3 qismga bo„linadi: takrorlanishlar Sr, variantlar Sv va tasodifiy 
Sz variatsiyalar. 
Umumiy o„zgaruvchanlik va erkin darajalarning umumiy soni quyida 
ifodalar bilan tadqiq etiladi: 
Sy=Sr+Sv+Sz 
(N-1)=(n-1)+(ℓ-1)+(n-1)(ℓ-1) 
Boshlang„ich jadvalda takrorlanishlar R, variantlar V bo„yicha og„ishlar 
kvadratlarining yig„indisi va barcha kuzatishlar umumiy yig„indisi ∑H aniqlanadi. 
So„ng quyidagilar hisoblanadi: 
1. Kuzatishlarning umumiy soni N= ℓ n; 
2. To„g„rilovchi omil (tuzatish) S=(∑H
1
)
2
: N; 
3. Kvalratlarning umumiy yig„indisi S
v
=∑H
2
-S; 
4. Takrorlanishlar uchun kvadratlar yig„indisi Sr=∑r
2
:ℓ-S; 
5. Variantlar uchun kvadratlar yig„indisi Sv=∑v
2
:n-S; 
6. Hatolar (qoldiq) uchun kvadratlar yig„indisi Sz=Sv-Sr-Sv; 
S
v
va S
z
kvadratlar kvadratlar yig„indisi ularga tegishli erkin darajalarga 
bo„linadi va ikkita o„rtacha kvadrat (dispersiya) olinadi 
Variantlarniki 
va hatolarniki
Mana shu o„rtacha kvadratlardan o„rganilayotgan omillar ta‟sirining 
muhimligini baholash uchun foydalaniladi va u Fisher me‟zoni (kriteriysi) 

---

143 
bo„yicha 
variantlar disperiyasini ( ) hatolar disperiyasi bilan qiyoslash orqali 
amalga oshiriladi. 
Sрu formula bilan haqiqiy me‟zon (kriteriy) G„ aniqlanadi. 
Agar
bo„lsa, unda nolinchi gipoteza N
0
bilan belgilanib, inkor 
etiladi va o„rtacha ko„rsatkichlar orasida muhim farq borligini bildiradi. Agar 
bo„lsa, unda nolinchi gipoteza inkor etilmaydi va shu bilan tekshirish 
tugaydi. Bunda nolinchi gipoteza haqiqiy va nazariy kuzatishlar qiymatlari 
orasidagi farq yo„qligini yoki ularning ikki qator orasidagi haqiqiy 
taqsimlanishlarini ko„zda tutadi, ammo bunday farq yo„qligini isbotlamaydi. 
G„ me‟zoni (kriteriysi)ning nazariy qiymatlari ilovaning 2-3 jadvallaridan 
olinadi (B.A.Dospehov, «Методика полевого опыта», 1979). 
G„ me‟zoni (kriteriysi) bo„yicha faqat umumiy baho beriladi: o„rtacha 
ko„rsatkichlar orasidagi muhim farqlar mavjudligi belgilanadi, lekin qaysi o„rtacha 
ko„rsatkichlar orasida farq borligi ko„rstilmaydi. Tajriba ish amaliyotida ko„pincha 
hususiy o„rtacha ko„rsatkichlar orasidagi muhim farqlarni baholashga to„g„ri 
keladi. Bunda o„rtacha ko„rsatkichlar orasidagi farqning muhimligi eng kichik 
muhim farq (NSR) bo„yicha baholanadi. 
NSR=t∙Sd me‟zoni (kriteriysi) tanlangan ikkita o„rtacha ko„rsatkich farqi 
uchun cheklangan hatoni ko„rsatadi. Agar haqiqiy farq α ≥ NSR bo„lsa, u muhim, 
ahamiyatli, agar < NSR bo„lsa, u muhim ema, ahamiyatsiz. 
NSR ni aniqlash uchun, dispersli tahli ma‟lumotlar bo„yicha quyidagilarni 
hisoblash zarur: 
O„rtacha ko„rsatkichning umumlashtirilgan hatosini
O„rtacha ko„rsatkichlar farqining hatosi 
Sd qiymatini NSR formulasiga qo„yib. 
t me‟zoni (kriteriysi) qiymatining qabul qilingan muhimligi va qoldiq 
dispersiyasining erkin darajalar soni uchun 22.6.4-jadvaldan olinadi. NSR va t ning 
indekslari muhimlik darajasi ko„rsatkichlari bo„lib (5 va 1%), 95 va 99 % li 
ehtimollik darajasiga mos keladi. 
O„rtacha ko„rsatkichlar orasidagi farq NSR
05
dan katta bo„lsa, 5 % li 
muhimlik darajasi bilan ahamiyali deb hisoblanadi, NSR
01
dan katta bo„lsa, 1% li 
muhimlik darajasi bilan ahamiyatli deyiladi. 
Tajriba variantlari (V), takrorlanishlari (R) va butun tajriba bo„yicha (H) 
yig„indilar aniqlanadi (23.6.1-jadval). 

---

144 
23.6.1-jadval 
Pahta hosili, s/ga 
Tajriba 
variantlari 
Takrorlanishlar
Variantalr 
bo„yicha 
yig„indilar, 
V 
Variantlar 
bo„yicha 
o„rtacha 
hosil,h 
I 
II 
III 
IV 
nazorat 
(o„g`itsiz) 
20,5 
20,2 
22,0 
23,3 
86,0 
21,5 
N-120 kg/ga 
34,8 
35,1 
36,7 
37,0 
143,6 
35,9 
N-120 
R
2
O
5
-45 
kg/ga 
36,5 
37,4 
37,6 
38,1 
149,6 
37,4 
N-120 
R
2
O
5
-90 
kg/ga 
37,8 
38,2 
38,9 
40,3 
155,2 
38,8 
P yig„indisi 
129,6 
130,9 
135,2 
138,7 
∑H=534,4 
H=33,4 
Hisoblar to„g„rili quyidagi tenglama bo„yicha tekshiriladi: 
∑R*=∑V**=∑H=534,4. shuningdek, butun tajriba bo„yicha o„rtacha hosil h, 
umumiy hosil yig„indisi ∑H ni umumiy variantlar soni ℓ-n (ℓ-variantlar soni, n-
takrorlanishlar soni)ga bo„lib aniqlanadi. 
Kvadratlar yig„indisini hisoblash uchun dastlabki sanalar H1=HA- ifodasi 
bo„yicha shartli o„rtacha ko„rsatkich sifatida A ni 30 deb qabul qilib, o„zgartiri. 
O„zgartirilgan sanalar variantlar bo„yicha hosillar H shartli o„rtacha ko„rsatkich A 
(H-A) og„ishlar jadvaliga yoziladi (23.6.2-jadval). 
23.6.2-jadval 
O„zgartirilgan sanalar
Variantlar 
tartib raqami 
H
1
=H-30 
I 
II 
III 
IV 
V** 
1 
-9,5 
-9,8 
-8,0 
-6,7 
-34,0 
2 
4,8 
5,1 
6,7 
7,0 
23,6 
3 
6,5 
7,4 
7,6 
8,1 
29,6 
4 
7,8 
8,2 
8,9 
10,3 
35,2 
P*yig„indisi 
9,6 
10,9 
15,2 
18,7 
∑H
1
=534,4 
So„ngra variantlar bo„yicha ∑V og„ishlar yig„indilari takrorlanishlar 
bo„yicha ∑R va og„ishlarning to„liq yig„indilari ∑H aniqlanadi. 
Olingan og„ishlar va ular yig„indisi kvadratga ko„tariladi. 
Variatsiyalar turlari uchun og„ishlar kvadratlarining yig„indilari quyidagi 
tartibda hisoblanadi: 
Kuzatuvlarning umumiy yig„indisi N=ℓ n=4∙4=16; 
To„g„rilovchi omil S=(∑H
1
)
2
: N=(54,4)
2
:16=185. 
Og„ishlar kvadratlarning yig„indisi umumiy variatsiyalanish Su 
Sv=∑H
1
2
-S=(-9,5
2
-9,8
2
...+10,3
2
)-1,85=789,9; 
Takrorlanishlar variatsiyalanishi Sr 

---

145 
Sr=∑r
2
:ℓ-S=(9,6
2
+10,9
2
+15,2
2
+18,7
2
)=791,7:4-185=12,9; 
Variantlar variatsiyalanishi Sv 
Sv=∑v
2
:n-S=(-34,0
2
+23,6
2
+29,6
2
+35,2
2
)=3828,2:4-185=772,1; 
Qoldiq disperiyasi Sz 
Sz=Su-Sr-Sv=786,9-12,9-772,1=1,9 
Olingan hosil ma‟lumotlariga A.B.Dospehov usuliga asosan ishlov berish 
V.P.Per 
egudov uslubida ishlov berishdan kam farq qiladi. Kvadratlarning 
umumiy yig„indisi, takrorlanish va variantlar kvadratlar yig„indisi bo„yicha mos 
ko„rsatkichlar olinadi. 
23.6.3-jadvalda dispersli tahlil natijalari keltirilgan. 
23.6.3-jadval 
Dispersli tahlil natijalari 
Dispersiya
Kvadratlar 
yig„indisi 
Erkin 
darajalar
O„rtacha 
kvadrat 
G„
haqiqiy 
G„
05
Umumiy
786,9 
15 
- 
- 
- 
Takrorlanishlar
12,9 
3 
- 
- 
- 
Variantlar
772,1 
3 
257,4 
1226 
6,99 
Qoldiq 
(hatolar) 
1,9 
9 
0,21 
- 
- 
G„
05 
me‟zoni (kriteriy) qiymatini ilovaning 2 –jadvalidan (B.A.dospehov, 
1979) topamiz. U 3,86, G„
01
kriteriysi, 6,99 ga teng. Demak, hattoki talabchanlik 
bilan baholanganda ham 1 % li ahamiyatlik darajasida G„
haqiqiy
>G„
nazariy
, ya‟ni 
variantlar farqi muhim. 
Quyidagilar hisoblanadi: 
O„rtacha ko„rsatkichning umumlashtirilgan hatosi (tajriba hatosi**) 
O„rtacha ko„rsatkichning nisbiy hatosi (tajriba aniqligi)* 
O„rtacha ko„rsatkichlar farqning hatosi 
1965 yilgi nashrda B.A.Dospehov: 
S
h
ni m, S% ni m % va Sd ni m
α
bilan belgilangan. 
Olingan ko„rsatkichlar A.V.Sokolov ko„rsatkichlariga aynan mos keldi. 
NSR***=t05Sd=2,26 032= 0,72 s 
*Ohirigi nashrda bu mu=im atama tushirib qoldirilgan. 
t me‟zoni (kriteriysi) qiymatini (2,26) 23.6.4-jadvaldan topamiz. Ushbu 
qoldiq dispersiyaning erkin darajasi soni 9, ahamiyatlilik darajasi 0,05, jadvalda bu 
2,26 ga, bizning misolda NSR
05
0,72 s/ga teng bo„ldi. Tajribaning ikki varianti 
o„rtcha ko„rsatkichi orasidagi eng kichik farq (38,8-37,4)=1,4 s/ga 

---

146 
23.6.4-jadval