Guliston davlat universiteti tuproqshunoslik kafedrasi

Dispersion tahlil uchun hisoblash jadvali quyidagi shaklda tuziladi.

204

14- jadval

Ma’lumotlarning jadvalda joylashuvi

Variantlar (navlar, etishtirish usullari)	Takrorlanishlar bo’yicha ko’rsatgichlar				Kuzatuvlar soni, n	Variantlar bo’yicha yig’indi, V	Variantlar bo’yicha o’rtacha
	1	2		N
1.	XX11	X ,2		X ln	^n1	V1	X
2.	XX 21	X 22		X 2n	^n2	V2	X 2
3.
L	XLx	XL 2		X „	^ni	Vt	X!
Takrorlash bo’yicha yig’indi, P	P	P2		Pn		I^x=Ip=I^v	X = Z ^X1^N

15- jadval

Hisoblash bo’yicha formulalar

Dispersiya	Kvadratlar yig’indisi	Erkinlik darajasi	O’rtacha kvadrat	F*	ft
Umumiy C	IX ’ - C	N-l	-	-	-
Takrorlashlar bo’yicha Cp	I P^2 :l-C	n-1	-	-	-
Variantlar bo’yicha Cv	IV n - C	l-1	Sv ^2	Sv ^2 : S^2	Ilovadagi 2- jadvaldan topiladi (Dospexov «Metodika polevogo opita» M.Kolos (1979,1985))
Qoldiq Cz (xatolar)	Cy-Cp-Cv	(l-1)x(n-1)	S^2	-	-

Bir yillik ekinlar bo’yicha tajriba natijalariga ishlov berish dispersion tahlil.
MISOL: Tajriba ma’lumotlarini dispersion tahlil qilish. Navlarni standart (nazorat) navga taqqoslab guruhlang. NSR_{05 m} aniqlang. NSR- Eng kam inobatga olinadigan xato. Nulinchi gipoteza H₀ : d = 0

16-jadval

1.Kuzgi bug’doy hosili (s/ga)

Variantlar	Takrorlashlar, X				Yig’indi	O’rtachalar
(navlar)	I	II	III	IV	V
^1(st)	47,8	46,9	45,4	44,1	184,2	46,0
2	53,7	50,3	50,6	48,0	202,6	50,6
3	46,7	42,0	43,4	40,7	172,8	43,2
4	48,0	47,0	45,9	45,7	186,6	46,6
5	41,8	40,0	43,0	41,6	166,4	41,6
Yig’indi P	238,0	226,0	228,3	220,1	912,6 =I X	45,6= x

205

Echish.1. 1-jadvalda yig’indi va o’rtachalar hisoblanadi. Hisoblar to’g’riligi
V = X X = 912,6 tenglik bilan tekshiriladi.
2. Kvadratlarning yig’indisini aniqlash uchun takrorlashlardagi hosildan o’rtacha
hosil ayirib chiqiladi X^ = X - A. Masalan: 47,8-45,0 = 2,8 va hokozo. 45,0 x ga yaqin
shartli o’rtacha son. O’zgargan sonlar 2-jadvalga yoziladi. Hisoblarning to’g’riligi X P
= X V = X X^=11,6 tenglik bilan aniqlanadi.



17-jadval

2. O’zgargan sonlar jadvali

Variantlar (navlar)	X1=X-45				Yig’indi V
	I	II	III	IV
l^(st)	2,8	1,9	0,4	-0,9	4,2
2	8,7	5,3	5,6	3,0	22,6
3	1,7	-3.0	-2,6	-4,3	-8,2
4	3,0	2,0	0,9	0.7	6,6
5	-3,2	-5,0	-2,0	-3,4	-13,6
Yig’indi P	13,0	1,2	2,3	-4,9	11,6=1 X1

Farqlarning kvadratlarining yig’indisini hisoblash quyidagi ketma-ketlikda olib boriladi:
Kuzatishlarning umumiy soni = N= ln = 5 x 4 = 20 l- variantlar soni , n- takrorlash soni
Korrektirlovchi omil C = (X X^)² : N = (11,6)² : 20 = 7,94
Farqlarning kvadratlarining yig’indisi :
Cy = X X1² - C = (2,8² + 1,9² +0,4² +0,9² +8,7² + 3,4² ) - 7,94 = 246,67
Cp = X P ² : l - C = (13². + 1,2²+ 2,3² + 4,9²) : 5 - 7,94=246,67
Cv = X V² : n - C = (4,2²+22,6² + (-8,2)²+ 6,6² +(-13,6)² : 4 - 7,94=194,25
Cz = Cy - Cp - Cv = 246,67-33,13-194,25= 19,29

18-jadval
3. Dispersion tahlil natijalari

Dispertsiya	Kvadratlar yig’indisi	Erkinlik darajasi	O’rtacha kvadrat	Fo	F05
Umumiy Cy	24667	19	-	-	-
Takrorlashlar bo’yicha Cp	33,13	3	-	-	-
Variantlar Synnna Cv	194,25	4	48,56	30,35	3,26
Qoldiq((xato) Cz	19,29	12	1,60	-	-

F₀₅ kreteriysining qiymati ilovaning 2-jadvalidan topiladi: variantlar
dispersiyasining erkinlik darajasi 4 (sur’atida) va xatolar dispersiyasi 12 (maxrajida) kesishgan katakda

206

Sx

Sl
n

1,60
4

0,64^

Sd

2S ²
n

2 -1,60
4

0,9^

NSR₀₅ = t₀₅Sd = 2,18 - 0,90 = 2,0 tf

HCP0₅

t₀₅ - Sd

X
Kreteriyning nazariy qiymati to₅ ilovaning 1-jadvalidan olinadi.

-100

2,18 - 0,90
45,6

-100

1,96
45,6

4,3%

= 2,18 qoldiqning 12 erkinlik darajasi uchun

2: Ko’p omilli dala tajribalari madumotlarim tahlil
qilish.
Ma’lumotlarni dispersion tahlil qilish quyidagi ketma -ketlikda amalga oshiriladi.

1. 
   Hosildorlik jadvaliga boshlang’ich ma’lumotlar kiritiladi, yig’indi va o’rtachalar aniqlanadi.
   
2. 
   Umumiy variatsiya bo’yicha kvadratlarning yig’indisi, takrorlashlar va variantlar o’zgarishlari bo’yicha yig’indi hisoblanadi.
   
3. 
   Variantlar bo’yicha umumiy variatsiya asosiy o’rganiladigan omillar bo’yicha tarkibiy qismlarga bo’linadi.
   
4. 
   Dispersion tahlil bo’yicha omillarning ta’siri va o’zaro ta’sirining muhimlik darajasi to’g’risida nolinchi gipoteza tekshirib ko’riladi.
   
5. 
   Ko’p omilli dispersion majmua-bu boshlang’ich ma’lumotlarning jamlangani bo’lib, u belgilarning o’zgaruvchanligiga ta’sir etuvchi omillar ta’siriga statistik baho berish imkonini yaratadi.
   

3. 
   Korrelyatsiya va regrissiya. Ilmiy agronomiyada ham boshqa aniq fanlar qatori olinadigan ma’lumotlarning aniqlik darajasi chiqariladigan hulosalarga va ishlab chiqarishga beriladigan tavsiyalarga ko’p jihatdan bog’liqdir. Shuning uchun xulosa chiqarishdan oldin ma’lumotlar statistik baholanib omillar o’rtasidagi korrelyativ va regression bog’liqliklar aniqlab chiqariladi.
   

0’rganilayotgan omillarni shu omil ta’sirida o’zgarishlar o’rtasidagi bog’liqlikni turini son bo’yicha o’zgarishini korreltsiya, miqdor bo’yicha o’zgarishi regressiya deyiladi.
Agar meneral o’g’itlar me’yorini (0, 100, 200, 300, 400 Kr/ga) paxta hoosildorligiga ta’siri o’rganilayotgan bo’lsa va mineral o’g’itni me’yorining ortishi bilan olinadigan hosildorlik to’g’ri proportsion ravishda ortib borishiga to’g’ri korrelyatsiya deb, o’g’it me’yorining ortishi bilan hosildorlik ma’lumotlari kamayishiga olib kelinsa u holda teskari korrelyativ bog’liqlik deb ataladi.

207



Korrelyatsiya va regressiya ko’rsatgichlarini aniqlashda ikki, uchta yoki to’rtta omillar bir-biriga solishtirib o’rganishi mumkin. Korrelyatsiya sifat ko’rsatkichi bo’lsa, regressiya miqdor ko’rsatgichi birligini ko’rsatadi. Korrelyatsion bog’liqlik bor yoki yo’qligini aniqlansa, regressiyada esa o’rganilayotgan bir birlik omil hisobiga qana miqdorda ikkinchi omilga qancha miqdorda ta’siri borligi aniqlanilanadi.