2 2 8
ko'rsatkich bo'yicha katta.
Variantlami muhim farqlari bo'yicha 3 guruhga
ajratilishi agrotexnik
tajribalarda ham qo'llanishi maqsadga muvofiq.
Tajriba natijalarini baholashda eng kichik muhim farqlanishning
mohiyatini aniqlashda quyidagi analoglardan foydalaniladi. Agar torozi 1 kg li
bo'lingan bo'lsa, uni qo‟llashda uni bu vazndan kam miqdorda o'zgartirish yoki
xatolik
± 10 g
ortishi mumkin emas. Shunga ko'ra agar tadqiqotda
HCP
05
=
3
s/ga
bo'lsa, u tanlama o'rtachalarining farqlanishini
baholashda bu tajribalar
imkoniyati echimini hal qiluvchi o'ziga xos bo'lgan baho hisoblanadi. Agar
variantlar o'rtasidagi farq
3 s/ga
dan kam bo'lsa uni muhim farqlanish deb
hisoblash yaramaydi. Bu tushunarli oddiy holat avsuski ba‟zan unitiladi va
ko'shimcha hosil bo'yicha statistik ahamiyatga ega bo'lmagan farqlar bo'lgan
hollarda ham iqtisodiy ahamiyatga ega deb qaralib,
ularni katta maydonlarda
tarqalishiga yo'l qo‟yiladi.
Ko'pincha “xato”, “farqlar bo'yicha chegaraviy xato”, “uchlamchi xato”
singari terminlar tajribani endi boshlanayotgan yosh tadqiqotchilami
tushunmovchilikka, ya‟ni adashishlarga sabab bo'ladi. Ulaming nazarida tajribada
“xato” bo'lishi mumkin emas va agar xato bo'lgan bo'lsa - demak bunda
o'lchashlami yoki kuzatishlarni etarlicha mukammal olib borilmagan deb
hisoblaydilar. Bu unday emas. Tadqiqot ishlarida statistik xatoliklar yoki variantlar
tanlama harakteriga xos bo'lgan xatoliklar bo'lishi mukarrar.
Dispersiyaning oddiy usuli
Dispersion tahlilning mohiyatini tushunib etish uchun sun‟iy
tarzda
tuzilgan bir omilli ikkita variant
(1=2)
vegetatsion tajriba na‟munasidan
foydalanamiz. Har bir variant to'rttadan sosud idishlarda (
n=4
). Tajribada
kuzatishlar umumiy soni. N= /и = 2 x 4 = 8. Vegetatsion tajribada
boshqarilmaydigan sharoitlar rendamizatsiyasi va variantlar (tanlamalar)
mustaqilligi sosudlarni vogonetkalarda vaqti-vaqti bilan o'zgartirib
turish bilan
amalga oshiriladi. Tajribada olingan hosil to'g'risidagi ma‟lumot jadvalda
keltirilgan (g/sosud).
21-jadval
Umumiy yig„indi 40 =
5=x
Bu eksprementda boshlang„ich ma‟lumotlami faqat bitta usulda
variantlar bo„yicha grupirovka qilish mumkin. Variantlar bo„yicha yig„indi va
o„rtacha, jami g„ig„indi va tajriba bo„yicha jami o„rtachani topamiz.
Hosildorlikni o„zgarib turishi, ya‟ni uni umumiy o„rtachadan farqlanishi (X-
i), bu yerda ikki xil komponetlar bilan ifodalanadi - variantlar samarasi va
tasodifiy variatsiya. Bir omilli vegetatsion tajribalarda
hosil variatsiyasining
boshqa manbalari yo„q. Shundan kelib qiqqan holda umumiy o„zgarib turish C
Y
,
ya‟ni variatsiya, umumiy o„rtachadan £(X-jT)
J
farqlanuvchi hosillar yig„indisining
kvadrati bilan o„lchanadi hamda ikki xil qismdan: variantlar o„zgarib turishi C
v
va
tasodifiy C
z
Mazkur dispersion tahlil modili: C
Y
= C
v
+ C
z
Farqlanishlar (og„ishlar) kvadrati yig„indisini aniqlaymiz :
-*)
2
= (7-5
f
+(7-5)
2
+.. .+(3-5)
2
= 48
Variantlar bo„yicha og„ishlar kvadrati yig„indisini hisoblash uchun
jadvalda keltirilgan hosil bo„yicha har bir X soni o„miga variantlar
Xaqiqiy X sonlar o„misha variantlar o'rtachasi boMgan
x
V
ko„yilib, shu
bilan variantlar ichidagi tasodifiy variatsiyalami yo„qotamiz.
Variantlar uchun og„ishlar kvadrati yig'indisini quyidagi tenglama orqali
aniqlaymiz :
Variantlar
Hosil,
X
Variantlar bo'yicha
jami, V
Variantlar
bo'yicha
o„rtacha,
x y
1
7 7 9 5
28
7=5;
2
3 15 3
12
г
3=
Ъ
mos keluvchi o„rtacha sonlar qo‟yiladi.
_ ____ ________ ______________ _______________ ________ 44-jadval
Variantlar
Hosil,
X
Variantlar bo„yicha
jami, V
Variantlar
bo'yicha
o'rtacha,
x y
1
T i l l
28
7=5,
2
3 3 3 3
12
3=*
2
Umumiy yig„indi 40 =
5=5
C
v
= I (*,:-*)
2
=(7-5)
2
+(7-5)
2
+...+(3-5)
2
=32
Umumiy variatsiyalanish va variantlar variatsiyalanishi o'rtasidagi tavovut
xatolik uchun og„ishlar kvadrati yig'indisini keltirib chiqaradi:
C
z
= C
Y
— C
v
-48 - 32 = 16
yerkinlik darajasining umumiy soni N-1=8-1= 7,
shuningdek ulami ikki
qismga: variantlar bo'yicha yerkinlik darajasi /-1 = 2 - 1 = 1 va qoldiq N-/ = 8- 2
= 6.
Xaqiqiy kriteriyani aniqlash uchun ikkita o'rtacha kvadratlami hisoblaymiz:
Variantlar uchun s ?.=^^ = ^у = 32.00 va
Xatolik uchun s
2
=
=
2.66
N - l
8-2
Xaqiqiylik chegarasini aniqlaymiz:
Ff
=4 = B^
=
12.05
* s
2
2.66
Uni jadvalning 2-ilovasi orqali variantlar yerkinlik darajasi
I
va xaolik
darajasi 6 ga teng bo'lgan holatdagi F
05
=2.45 bilan taqqoslaymiz.
Statistik
nolinchi gipoteza Я
05
bilan variantlar o'rtachasi orasida muhim farq yo'q, rad
qilinadi (Fo> F
05
)■ Shundan kelib chiqqan holda tanlamalar o'rtachalari г, va
hosildorlik 5% ahamiyatli darajasi bo'yicha bir biridan sezilarli farq qiladi.
Eng kichik muhim farqni aniqlaymiz:
NSRo
5
=to
5
S
d
=to
5
^ =2.45
]
/Щ~ =
2.8 g/sosud.
tos= 2.45 ning nazariy ahamiyati chegarasi ilovaning 1-jadvalidan yerkinlik
darajasi 6 uchun 5% ahamiyatli darajasi bo'yicha topiladi.
O'rtachalar orasidagi farq d=x,=7-3=4 g/sosud og'ishlar farqi
o'rtachasidan (d >HCP
05
), va shuningdek o'rtacha muhim farqlardan yuqori
bo'ladi.
1.
Bir yillik ekinlarda tajriba natijalarini tahlil qilish.
2.
Ko„p yillik ekinlarda tajriba natijalarini tahlil qilish.
3.
Lotin kvadrati va to„g„ri burchakli to„rtburchak.
4.
Standart usulida olib borilgan tajriba natijalariga ishlov berish.
1.
Agar tajribada faqat bitta omilning ta‟siri o„rganilsa-bunday tajribalar bir
omilli tajriba deb ataladi.
