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