Дала тажрибаларини ўтказиш услублари
Download 2.39 Mb.
|
ДАЛА ТАЖРИБАЛАРИНИ ЎТКАЗИШ УСЛУБЛАРИ (2)
02=54,42=2959,4 Олинган натижалар ҳуйчдаги тартнбда ёэиб олинади: 02=295974 пт=16 ГУ=971,9 02:тп=184.9 п=4 Хр=791,7 д2:п=739,8 т=4 15г=3828,2 02:т=739,8 Кейинги ҳисоблар қуйидаги формулалар бўйича бажарилади: Квадратлар умумий йиғиндиси 1У-(д2:пт)=971,9-184,9=787 (эркин ааражалар пт-1=15) Такрорланишлар квадратларининг йиғиндиси : Цр2-(02.п)]:т (791,7-739,8):4=13.0 (эркин даражалар п-1=3) Вариантлар квадратлари йиғкндиси [152-(02 т)]:п=(3828,2-739,8):4=772,1 (эркин даражалар п-1=3) Дисперсли таҳлил жадвали тузилади, эндигина ҳисоблаб чиқилган малумотлар биринчи уч қаторнинг мос катагига қайд этилади, охирги қаторга биринчидан кейинги иккитаси айирилиб ёзилади. Ўртача квадрат “қоддиқ” қатори бўйичагина аниқпанади ва тегишли квадратлар йиғиндиси эркин даража сонигэ бўлиб топилади (23.5.4-жадвал). 23.5.4-жадвап Дисперсли таҳдил жадвали
10. 52(1,9:9)“0,21 (қолдиқли ўртача каадрат) қийматдан квадрат клдиз чиқарилади: <5 = Д 21 = 0,46 ц/га. Тажриба аниқпигининг умумий тавсифи берилади. 5 (ўртача квадрат оғиш) ўртача бутун тажриба бўйича алоҳида вариантнинг ҳосил хатоси кўрсаткичидир. Сўнг & :ч/п=Е формула бўйича ўртача ҳосиллар хатоси аниқланади (шунингдек, бутун тажриба бўйича ўртача)& ва Е бутун тажрибаларнинг умумий ўртача (М) кўрсаткичидан фоизларда ифодаланади. 100 <5 . , „ 100 £ V = ——— вариация коэффициенти ва Р = ——— тажриба аниқлиги 6 = У = ■ 1,4% 46 ц/га тенг эди, шунда 6 100 0,46 100 £ Т 0,46 , —= 0,23 ц/га Г = 10 0 £ М 100 0.23 33,4 0,7% бўлади. 33.4 Тажриба аниҳлиги А.В.Соколов усули билан ишлов беришдагидек, тажриба хатоси эса 1,41 марта кам. Вариантлар ўртача ҳосиллари орасидаги ишончлиликни баҳолаш уларни Е қийматининг учлангани билан солиштириш орқали амалга оширилади. Агар фарқ ошиб кетса, у 0,95 эҳтимоллик даражасида ишончлидир; агар 3 Е дан кам бўлса, унда ишончлнлнги тажрнба хатоси чегарасида бўлади. Бизнинг мисолда икки қиёсланаётган вариант орасклаги фарқ 38,8-37,4=1,4 ц, учланган тажриба хатоси ЗЕ дан каттадир. Демак, солиштиридаётган икки вариант ҳосили орасидаги фарқ тажриба натижаларининг старли даражада ишончлилигини курсатиб турибди. УТДисперсли (тарқоқ) таҳлил усули бнлан маълумотларга ишлов бериш (БАДоспехов бўйича) , «Методика полевого опь1та» (“Дала тажрибаси услуби”)да (1979 й.) ги 4-нашри Б А-Доспеховнинг ҳосил малумотларига ишлов бериш усули аввалгилардан соддароқ, тушунарлироқ баён этилган. Унда такрорланишлар бўйича бошлакғич ҳоснл X билан ифодаланади. Унинг шартли ўртача кўрсатхичи А дан оғиши бу уринда, узгартирилган саналар деб номланган бошқа жадвалга жамланади ва X деб бслгиланади. Дастлабки саналарнинг ўзгартирилиши ушбу исбот Х]=Х-А (Х-тажриба буйича ўртача кўрсаткичга яқин сон, илгари Хц деб белгипанган) бўйича амалга оширилади. Бунда А дан қийматини олнб, кейинги барча ҳисоблашларда фойдаланилмайаи Вариантлар, такрорланишлар буйича квадратлар йиғиндиларининг, умумий йиғиндининг ҳисоблаш натижалари кенгайтирилган тарзда қаторлар буйича келтирилади Бу жуда куп сонли маълумотлар келтирнлишига ўрин қолдирмайди. Дисперсли тақлил услубининт моҳияти оғишла{У КЕйлратлапининг умумий йиғиндиси ва эркин даражали умумий сонларини қисмларга бўлиб ташлашдан иборатдир. Бу тажриба таркибига кирувчи. ўрганилаётган омиллар ҳаракати ва ўзаро ҳаракати аҳамияглилигига баҳо бериш учун Р.А Фишернинг Ғ меъзони (критерийси) мос келади. . , Бир омиллн дала тажрибаси малумотларига ишлов бсришда квадратларнинг укгумий йиғинлиси уч қисмга бўлинади: такрорланишлар Ср, вариантлар (> ва тасодифий Сг вариаииялар Умумий ўзгарувчанлик ва эркин даражаларнинг умумий сони қуйидаги ифодалар билан тақдим этилади: Су=СР+Су+С2 (1М-1)=(п-1)+(ё - I )+(п-1)( / -1) Бошланғич жадвалда такрорланишлар Р, вариантлар V бўйича оғишлар квадратларининг йиғиндиси ва барча кузатишлар умумий йиғиндиси £Х аниқланади. Сўнг қуйидагилар ҳисобланади: Кузатишларнинг умумий свни 1М= I п; Тўғриловчи омил (тузатиш) С=(ХХ)2 М; Квадратларнинг умумий йиғиндиси Су=£Х2-С; Такрорланишлар учун квадратлар йиғиндиси С„=ХР’ ! -С\ Вариантлар учун квадратлар йиғиндиси Су=^\Л п-с; Хатолар (қолдиқ) учун квадратлар йиғиндиси Сг=Су-Ср-СУ: Су ва С2 квадратлар йиғиндиси уларға тегишли эркин даражаларга бўлинади ва иккита ўртача квадрат (дисперсия) олинади С С Вариантларники .V,2 —— ва хатоларники 5' - Мана шу уртача квадратлардан ўрганилаётган омиллар таъсирининг муҳимлигини баҳолаш учун фойдаланилади ва у Фишер меъзони (критерийси) бўйича Ғ = вариантлар дисперсиясини хатолар лисперсияси.билан қиёслаш орқали амалга оширклади. Шу формула билан ҳақиқии меъэон (критерий) Ғ аниқпанади. Агар > /■ т бўлса, унда нолинчи гипотеза Нп билан белгиланиб, инкор 5 . этилади ва уртача курсаткичлар орасида муҳим фарқ -борлигини билдиради. Агар > Ғт1 бўлса, унда нолинчи гипотеза инкор этилмайди ва шу билан 5 текшириш ту1 ийди. Бунда нолинчи гипотеза ҳақиқий ва назарий куэатишлар қийматлари орасидаги фарқ йўқпигини ёки уларнинг икки қатор орасидаги ҳақиқий тақсимланишларини кўзда тутади, аммо бундай фарқ йўқ,1игини исбогаамайди Ғ меъзони (критерийси)нинг назарий қийматлари илованинг 2-3-жадвалларидан олинади (Б.А.Доспехов, «Методика полевого опьгга», 1979). Ғ меъзони (критерийси) бўйича фақат умумий баҳо берилади: уртача курсаткичлар орасидаги муҳим фарқпар мавжудлиги белгиланади, лекин қайси ўртача кўрсаткичлар орасида фарқ борлиги кўрсатилмайди. Тажриба иши амалиётида кўпинча хусусий уртача кўрсаткичлар орасидаги муҳим фарқпарни баҳолашга гуғри келади. Бунда ўртача кўрсаткичлар орасидаги фарқнинг муҳимлиги энг кичик муҳим фарқ (НСР) бўйича баҳоланади НСР=1 5(2 меъэони (критерийси) танланган иккита уртача курсаткич фарқи учун чекланган хатони кўрсатади. Агар ҳақиқий фарқ а г НСР бўлса, у муҳим, аҳамиятли, агар а < НСР бўлса. у муҳим эмас, аҳамиятсиз « НСР ни аниқлаш учун, дисперсли тацлил маьлумотлари бўйича қуйндагиларни ҳисоблаш зарур: ўргачэ курсяткичнинг умумлаштирилган хатосини м . 1Е.1; 125* Фртача кўрсаткичлар фарқининг хатоси &/ = . ; / п 5д қийматини НСР формуласига қўйиб НСР„ = /„&/;//СРи%«^-^ 100: НСРп -ТИ&/;ДСР„%«^Ц^ 100 х ( меъзони (критерийси) қийматининг қабул қилинган муҳимлити ва қолдиқ дисперсиянинг эркин дарожалар сони учун 22.6.4-жадвалдан олинади. НСР ва ( нинг индекслари муқимлик даражаси кўрсаткичлари бўлиб (5 ва 1%), 9$ ва 99%ли эҳтимодлик даражасига мос келади. Ўртача кўрсаткичлар орасидаги фарқ НСР05 дан катта бўлса, 5% ли муҳимлилик даражаси билан аҳамшггли деб ҳисобланади, НСРшдан катга бўлса, 1% ли муҳимлилик даражаси билан аҳамиятли дейилади. Тажрнба вариантлари (V). такрорланишлари (Р) ва бутун тажриба бўйича (X) йиғиндилар аниқланади (23.6.1-жадвал). 23.6.1 -жадвал
Ҳисоблар тўғрилиги қуйидаги тенглама бўйича тскширилади: 22>*=2;у**=£Х=534,4. Шунингдек, бутун тажриба бўйича ўртача ҳосил х, умумий ҳосил йиғиндиси IX ни умумий вариантлар сони / -п (/-вариантлар сони, п- такрорланишлар сони)га бўлиб аниқланади. Квадратлар йиғикдисини ҳисоблаш учун дастлабки саналар Х|=Х-А ифодаси бўйича шартли ўртача кўрсаткич сифатида А ни 30 деб қабул қилиб, ўзгартирилади. Узгартирилган саналар вариантлар бўйича ҳосиллар X шартли ўргача кўрсаткич А (X- А) оғишлар жадвалига ёзилади (23.6.2-жадвал). жадвал. Ўзгаргирилган саналар
11К
Олинган оғишлар ва улар йиғиндиси квадратга кутарилади Вариациялар турлари учун оғишлар квадратларининг йигиндилари қуиидаги тартибда ҳисобланади. кузатувларнинг умумий йиғиндиси ^= ! п=4 -4=1б; тўғриловчи омил С=(1Х1)2:М=(54,4)2:16=185. Оғишлар квадратларининг йиғиндиси умумий вариацияланиш Су Су=1Х, 2 С=(-9,52-9,82 +Ю,32) 1,85=786,9; Такрорланишлар вариацияланиши Ср Ср=1р2:1 -С=(9,62+10,92+ 15,2г+18,72)=791,7:4-185=12,9; Вариантлар вариацияланиши Су Су=1у7:п-С=(-34,02+23.62+29,67+35,22)=3828,2:4- 185=772,1; Қолдиқ дисперсия Сг Сг=Су-Ср-Су=786,9-12,9-772,1 = 1,9 Олинган ҳосил маълумотларига А.Б.Доспехов усулига асосан ишлов бериш В.П.Перегудов услубида ишлов беришдан кам фарқ қилади Квадратларнинг умумий йиғиндиси, такрорланиш ва вариантлар квадратлари йиғиндиси буйича мос кўрсаткичлар олинди 23.6.3.-жадвалда дисперсли таҳлил натижалари келтирилган. 23.6.3.-жадвал Дисперсли таҳлил натюкалари
Ғ05 меъзони (критерий) қийматини илованинг 2-жадвалидан (Б.А.Доспехов, 1979) топамиз. У 3,86, Ғо1 критерийси 6,99 га тенг. Демак, ҳаттоки талабчанлик билан баҳоланганда ҳам 1%ли аҳамиятлилик ларажасида Ғҳақиқий^Ғнамрии, яъни вариантлар фарки муҳим Қуйидагилар ҳисобланади: ўртачэ кўрсаткичнинг умумлаштирилган хатоси (тажриба хатоси**) н; -Ь 4 ўртача курсаткичнинг нисбий хатоси (тажриба аниқлиги)1 &% = —-100« —100 = 0,69 = 0,7%; X 33,4 ўртача кўрсаткичлар фарқининг хатоси [2р 12 0 ">1 5(1 = . — - ,г-^ - 0,32 ц ёки 0,23 -1,41=0,32 ц. V « V 4 1965 йилги нашрда Б.А.Доспехов: 5, ни гп. 5' % ни ш% ва 5бни ш0 билан белгилаган. Олинган курсаткичлар А В.Соколов кўрсаткичларига айнан омс кслди НСР***=1о55с1=2,26 0,32=0,72 ц. "Охирги нашрда бу муҳим атама тушириб қолдирилган. I 19 I меъзони (критсрийси) қийматини (2,26) 23.6.4-жадвалдан топамиз. Ушбу қолдиқ дисперсиянинг эркин даражаси сони 9, аҳамиятлилик даражаси 0,05, жадвалда бу 2,26 га, бизнинг мисолда НСРу^ 0,72 ц/га тенг булди. Тажрибанинг икки варианти Уртача курсаткичи орасидаги энг кичик фарқ (38,8-37,4)= 1,4 ц/га жадвал 5;1 ва 0,1% ли аҳамиятлилик даражада Стьюдентнинг I критсрийси қийматларии
Download 2.39 Mb. Do'stlaringiz bilan baham: 
| |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||