«Агрономияның барлық міндеттері, егер олардың мәнін байыбына жете ұғынсақ, өсімдіктердің дұрыс қоректену жағдайларын анықтап, дәл жүзеге асыру болып табылады», деп тұжырымдалған


-кесте. Тәжірибенің орташа өнімінен мөлдек



жүктеу/скачать 1,58 Mb.
бет53/86
Дата06.06.2022
өлшемі1,58 Mb.
#146128
1   ...   49   50   51   52   53   54   55   56   ...   86
Байланысты:
Агрохимиялык зерттеулер адистемеси эл китап

19-кесте. Тәжірибенің орташа өнімінен мөлдек













өнімінің ауытқуы











































Тәжірибе










Қайталаулар










S


































варианты




I

II

III




IV

V




VI









































































Бақылау




-90

-68

-57




-82

-67




-110

-474








































РК




-70

-11

-28




-60

-50




-21

-270








































NP




-10

-25

-34




-50

-37




-73

-111








































NK




-8

+40

+38




-18

-50




-32

-30








































NPK




-2

+16

+48




-40

-3




-35

-16








































Көң 40 т




+32

+41

+54




-10

+30




-3

+144








































Көң + РК




+28

+50

+76




+48

+30




+10

+242








































Көң + NP




+35

+63

+80




+59

+45




+25

+307








































Көң + NK




+55

+79

+92




+75

+60




+41

+402








































Көң + NPK




+71

+95

+110




+89

+77




+56

+498








































Р




+41

+300

+447




+11

+35




-142

Q = +692








































Осы мәліметтер негізінде формулалар көмегімен мына-дай көрсеткіштер анықталады:


жалпы түрлену квадраттарының қосындысы
2

) − Q

2

: nl = (60·185132 – 478864): 60 = 177151;




nl ( Σ y






















142




еркіндік дәрежесінің саны nl – 1 = 60 – 1 = 59;


қайталау түрлену квадраттарының қосындысы
2

) − Q

2




: nl = (6·313000 – 478864): 60 = 23319;




nΣ P
















еркіндік дәрежесінің саны n – 1 = 6 – 1 = 5;




варианттар

түрлену

квадраттарының қосындысы







2

) − Q

2







2

) − Q

2







l ( Σ S













: nl nΣ P







: nl = (10·894210 – 478864):




60 = 141054;

еркіндік дәрежесінің саны: l – 1 = 10 – 1 = 9.


Түрленудің талдау мәліметтерін пайдалана отырып 19,20-шы кестені құрады.




20-кесте. Мөлдек өнімінің ауытқулардың квадраттары



Тәжірибе







Қайталаулар







Σy2

S2

























варианты

I

II

III

IV

V

VI










Бақылау




8100

4624

3249

6724

4489

12100

39286

224676





































РК




4900

1681

784

3600

2500

441

13906

72900





































NP




100

625

1156

2500

1369

5329

11079

12321




NK




64

1600

1444

324

2500

1024

6956

900





































NPK




4

256

2304

1600

9

1225

5398

256




Көң 40 т




1024

1681

2916

100

900

9

6630

20736




Көң + РК

784

2500

5776

2304

900

100

12364

58564




Көң + NP

1225

3969

6400

3481

2025

625

17725

94249




Көң + NK

3025

6241

8464

5625

3600

1981

28636

161604




Көң

+

5041

9025

12100

7921

5929

2136

43152

248004




NPK





























































Σ(Σy 2 )







Σy2




24267

32202

44593

34179

24221

25670

=

ΣS2 =




























185132

894210





































Р2




1681

90000

199809

121

1225

20164

ΣР2 =

Q2 =




























313000

478864




Сонан соң варианттар мен қалдық квадраттарының қосындысын еркіндік дәрежесіне бөліп орташа квадраттарын шығарады. Ол варианттар үшін 141054:9 = 284 тең келеді. Әрі қарай варианттар мен қалдық орташа квадраттарының қатынасынан Fнақты табады: 15673:284 = 55,2 (21-кесте).


143




21-кесте. Түрленуді талдаудың қорытындысы






Квадраттар

Еркіндік

Ор-










Түрлену түрі

таша

Fнақты

Fкестелік




қосындысы

дәрежесі

ква-

























драт










Жалпы

177151

59

-

-

-




Қайталаулар

23319

5

-

-

-




Варианттар

141054

9

15673

55,2

2,10




Қалдық

12778

45

284

-

-




Қосымшадағы 6-шы кесте бойынша вариант (v = 9) пен


қалдық (v = 45) еркіндік дәрежелерінің санына тиісті Fтеориялық анықтау керек. Ол 2,10 тең болады.


Тәжірибе дәлдігін сипаттау үшін есептеуді жалғастырады: орташа квадраттық ауытқу Sö = 284 = 16,9


орташа өнімдердің қателігі : Sö x = S : n = 16,9 : 6 = 6,9


вариация коэффициенті: V% = (100·S): X = (100·16,9):342 = 4,9%


тәжірибе қателігі S x % = (100 ⋅ S x ) : X = (100 ⋅ 6,9) :342 = 2,0%


айырмашылық қателігі öS d = Sx ⋅ 2 = 6,9 ⋅ 1,41 = 9,7 ең елеулі айырмашылық (ЕЕА) t0,5·Sd = 2·9,7 = 19,4 ц


t 0,5Стьюдент критериін 5-шы қосымша кестеден алады. Демек, варианттардың өнімдерінің арасындағы

айырмашылық сенімді болып саналады.


Дисперсиялық талдаудың егістік тәжірибе мәліметтерін өңдеудің басқа тәсілдермен салыстырғанда мынадай артықшылықтары бар:





  1. Әрбір вариантағы орташа жекелеген қателердің орны-на, дисперсиялық талдауда орташа шамалардың бақылаулар санына негізделген жалпылай қатесі пайдаланылады.




  1. Дисперсиялық талдау тәсілін қарапайым және күрделі, бір және көпжылдық, дара және көп факторлы тәжірибелердің мәліметтерін өңдеуге қолдануға болады.




  1. Дисперсиялық талдау тәжірибеде аса көп варианттардың

санын есептеуден құтқарады және статистикалық өңдеу қорытындысын елеулі айырмалар түрінде жинақы көрсетуге мүмкіндік береді.


4. Статистикалық өңдеу рендомизмдік принципіне негізделген жағдайда, дисперсиялық талдау тәжірибе қатесінің шатыстырылмаған дұрыс мәнін береді.





жүктеу/скачать 1,58 Mb.

Достарыңызбен бөлісу:
1   ...   49   50   51   52   53   54   55   56   ...   86



©engime.org 2024
әкімшілігінің қараңыз
    Басты бет