Page 187 - Урманова М. Илмий изланиш укув қулланма

2
5) variantlar kvadrati yig‘indisi Sv= V : n- S ;

6) xatolik (qoldiq) uchun kvadratlar yig‘indisi Sx = S u - Cp- S v
Ikkita ohirgi kvadratlar yig‘indisini S va Cz ularga mos erkinlik
v
darajasiga bo‘linadi, ya’ni variatsiyaning bir erkinlik tenglashtiriladigan

holatga keltiriladi.
2
Baholash variantlar dispersiyasi s v ni xatolar dispersiyasi s bilan
2
F= kriteriyasi bo‘yicha taqqoslash yo‘li bilan olib boriladi.

Shunday qilib taqqoslash birligida baza sifatida tadqiqotning

tasodifiy xatoligini aniqlash imkonini beruvchi tasodifiy dispersiyalar
o‘rtacha kvadrati qabul qilinadi.

Shu bilan birga tasavvurlar tekshiruvi nolinchi gipoteza sifatida
xizmat qiladi: barcha o‘rtacha tanlamalar yagona genial o‘rtachaning

baholari hisoblanadi, va shunga ko‘ra ular orasidagi farq ahamiyatsiz.

Agar F haq = < Fnaz bo‘lsa u holda nolinchi giroteza N : d = 0
0

inkor etilmaydi, barcha o‘rtacha tanlamalar o‘rtasida sezilarli farq yo‘q,
va bu bilan tekshiruv yakunlanadi. F haq = F naz bo‘lganda nolinchi

gipoteza inkor qilinadi. Bu holatda nsr bo‘yicha qo‘shimcha ravishda
ayrim og‘ishlarning ishonchliligiga baho beriladi va qaysi o‘rtachalar

orasida sezilarli farq borligi aniqlanadi. Tajribada qabul qilingan

ahamiyatlilik ko‘lami uchun F kriteriyasining nazariy ahamiyati
variantlar dispersiyasi va tasodifiy dispersiyalar uchun erkinlik

darajasini hisobga olgan holda topiladi. Ko‘pchilik hollarda 5 %

tanlanadi, jiddiy yondashilganda esa 1.0 % yoki xatto 0.1 %
ahamiyatlilik ko‘rsatkichidan foydalaniladi.

Umumiy prinsiplar mavjud bo‘lganda har xil modellar yoki tadqiqot

olib borish metodikasi va sharoiti muqum sxemalar bo‘lishi mumkin. Bir
omilli tadqiqotlar uchun dispersion tahlilning umumiy sxemasi 33-

jadvalda keltirilgan.

Bu yerda:
N- kuzatishlaming umumiy soni;

l- variantlar soni;
n - takrorlashlar, qatorlar va ustunlar soni.

187