ПИЛЛА ЧУВИШ ДАСТГОҲИНИНГ ЗОНАЛАРИДАГИ ИПНИНГ ТАРАНГЛИКЛАРНИ НАЗАРИЙ ҲИСОБЛАШ

ISSN: 2181-3906 2025 International scientific journal «MODERN SCIENCE АND RESEARCH» VOLUME 4 / ISSUE 12 / UIF:8.2 / MODERNSCIENCE.UZ 472 ПИЛЛА ЧУВИШ ДАСТГОҲИНИНГ ЗОНАЛАРИДАГИ ИПНИНГ ТАРАНГЛИКЛАРНИ НАЗАРИЙ ҲИСОБЛАШ Турғунбеков Ахмадбек Махмудбек ўғли Марғилон қурилиш ва камунал хўжалик техникуми Республики Узбекистан, г. Фергана. Э-маил: тургунбековаҳмадбек42@гмаил.cом Юсупжонова Хуршида Мавзуржоновна Марғилон қурилиш ва камунал хўжалик техникуми Республики Узбекистан, г. Фергана. Э-маил: Хуршида.001@гмаил.cом https://doi.org/10.5281/zenodo.17923203 Аннотация. Ушбу мақолада пилла қуртининг маҳаллий навлари пилласидан замонавий пилла ўраш машиналарида хом ипак сифат кўрсаткичларини баҳолаш ишлаб чиқиш бўйича олиб борилган илмий-тадқиқот ишлари натижалари келтирилган. Тадқиқот доирасида пилла ипларининг чизиқли зичлиги ЎзНИИШП ЛC тизимининг лаборатория пилланинг жонли ва қуруқ технологик кўрсаткичлари ўрганилди. Пиллаларни ўрганиш натижаларига кўра пиллалар сони, яъни чизиқли зичлиги 1,56 ва 1,89 текс бўлган ипак хомашёсини ечишда қайта ўраш машинасининг ушлагичи остида аниқланган. Шунингдек, махалий пиллалардан ишлаб чиқарилган хом ипак сифат кўрсаткичларини тадқиқ қилинди. Калит сўзлар: Пилла, пилла қобиғи, пилла ипи, чизиқли зичлик, пилла ечиш, ипак хом ашёси, хом ипак маҳсулдорлиги, ассортимент, пилла ипининг узлуксиз ечиш узунлиги, пилла ипининг умумий узунлиги, пилла ўраш машинаси. Пилла чувишдан мақсад-берилган чизиқли зичликдаги қалинлиги бўйича бир текис бўлган мустаҳкам, эластик, тоза, боғланган узлуксиз узунликдаги техник комплекс ипларни олишдан иборат. Комплекс ипнинг сифати пилла ипининг бир текислигига боғлиқ бўлиб, ҳозирги кунда селекционерлар томонидан бунга эришилди. Пиллалар чувишини ошириш пиллаларни пишириш ҳароратига боғлиқ бўлиб, уларни рационал вариантини топиш узилишлар сонини камайтиришга асосий омил бўлади. Пиллани буғлаш ва чувиш жараёнлари асосан сувли муҳитда амалга оширилиб, олинаётган хом ипакнинг меъёрланган намликка келтириш учун чирмовлаш усулларидан фойдаланилади. Бундан ташқари чирмовлаш натижасида иплар жипслашади ва ипдаги чалкашликлар олдиндан бартараф қилинади [87]. Чирмовлашни ҳосил қилишда роликлар иштироки аҳамиятли бўлиб, улардан ўтказилиб, 2 та учи мавжуд томонлари тенг бўлмаган трапеция вужудга келади. Шунда чирмовлаш танаси ва чирмовдан чиқиш бурчаги ҳосил бўлади. Бу кўрсаткичларни рационал қилиш орқали пиллаларни чувиш жараёнида сифатли намлиги камайтирилган, боғланувчанлиги юқори хом ипак олишга замин яратилади. Натижаларга статистик ишлов бериш учун [88,89,90,91] адабиётлардан фойдаланилди. Маълумки, жавоб функциясининг аналитик ифодаси номаълум бўлганда, одатда жавоб функциясининг кўпҳад билан регрессия тенгламаси кўринишида ифодалаш мумкин. ISSN: 2181-3906 2025 International scientific journal «MODERN SCIENCE АND RESEARCH» VOLUME 4 / ISSUE 12 / UIF:8.2 / MODERNSCIENCE.UZ 473      k i k lji ljiijljiij k iiii k iii xxxbxxbxbxbby 11 2 1 0 (4.1) Бу ерда: у – оптималлаш параметрини ҳисобланган қиймати, i x - мустақил кирувчи параметрлар, қайсидир бири улар тажрибани ўтказишда ўзгариб туради, 0 b , i b , ij b , ijkb b - тажриба натижаларидан аниқланадиган регрессия коэффициентлари. (1) тенглама кўринишидаги математик моделни қуриш учун “у” оптималлаш мезони танланади; мустақил ўзгарувчан xiфактори танланади; 0 b , i b , ij b , ijkb b регрессия коэффициентлари ҳисобланади, жавоб ва режа функциясининг кўриниши аниқланади. Тажриба режасини ёзиш ва тажриба натижаларини қайта ишлаш учун кичик 1 X , 2 X ҳарфларда белгиланадиган факторларнинг кодлашган қийматларидан фойдаланилади . . . Xi кодлашган (ўлчамсиз катталик) ва Xi физик (табиий) ўзгарувчан қуйидаги нисбатда ўзаро боғланган. i xx Xii i  0 (4.2) бу ерда i – натурал қийматни вариация интервали; хi0 – нол даражасининг табиий қиймати, 2 0вн i xx X  , хн, хв – факторнинг пастки ва юқори сатҳининг қиймати. Ҳамма кодлашган омиллар-ўлчамсиз ва нормаллашган катталиклардир. Тажриба жараёнида улар –1, 0, +1 қийматларини қабул қилади. Бу қийматлар омилларнинг сатҳи деб аталади. (1) тахминий кўпҳадни мустақил ўзгарувчилардаги коэффициентлар омилларнинг таъсир даражасини кўрсатади. Агар коэффициенти ижобий бўлса, факторнинг ошиши билан чиқувчи омил ҳам ортади, салбий коэффициенти омилнинг ортишида унинг катталиги камайиши кўзга ташланади. Тўлиқ омилли деб шундай тажрибага айтиладики, унда мумкин бўлган комбинацияли (тўпламли) омилларнинг сатҳлари амалга ошади. Агар “k” омиллар иккита сатҳда ўзгариб турса, ҳамма мумкин бўлган тўпламлар – N2=2k. га тенг бўлади Агар “k” омиллар учта сатҳга ўзгариб турса бунда N3=3k бўлади. Фракциялар учун регрессия тенгламасини тузамиз. Дастлаб иккита сатҳли ( 2k ), уч омилли тажриба режасини тузамиз, бунда биринчи омил 1 X Хом ипакни чирмовлаш узунлиги ҳисобланади, иккинчиси 2 X - Роликлар орасидаги масофа, учинчиси 3 X Пиллани пишириш ҳарорати бўлиб иккита параллел тажрибалардир. 4.1-жадвал Тажриба ўтказиш режаси р=1 (сурат) биринчи параллел тажриба р=2 иикинчи параллел тажриба ISSN: 2181-3906 2025 International scientific journal «MODERN SCIENCE АND RESEARCH» VOLUME 4 / ISSUE 12 / UIF:8.2 / MODERNSCIENCE.UZ 474 Омиллар max x min x  0 x Хом ипакни чирмовлаш узунлиги 10 6 8 2 Роликлар орасидаги масофа 27 26 22 21 24,5 23,5 2,5 2,5 Пиллани пишириш ҳарорати 100 90 80 70 90 80 10 10 Регрессия тенгламасини аниқлаш учун жавоблар бўйича ҳар бир функция учун иккита сатҳли ( 2k ) уч омилли тажрибанинг матрицасини тузамиз. ui y , ва ui z орқали m параллел тажрибаларда олинган, ҳар бири n тажрибада аниқланган ипнинг нисбий пишиқлиги ва ипнинг бурамлар сони бўйича вариация коэффициенти учун тегишли жавоблар қийматларини белгилаймиз. Шундай қилиб,    n lului y n y 1 1 , ( ml ...2.1 ) иккита тажрибани ўтказишда кўриб чиқилди. Ҳар бир вариантда тўпламлар сони 8 2 NN да 2m деб таъминлаймиз ва уларнинг қийматларини 4.2-жадвалга киритамиз. 4.2-жадвал Тажриба Омиллар оралиғи Оғиш X1 X2 X3 1i y 2i y u y 2 u S u y  (%) 0 R 1 - - - 33.15 32.65 32.9 0.125 33.31 1.25 2 + - - 41.32 41.05 41.18 0.036 41.05 0.325 3 - + - 36.51 35.96 36.23 0.151 35.82 1.134 4 + + - 43.15 43.71 43.43 0.157 43.56 0.308 5 - - + 40,57 41.14 40.85 0.162 40.96 0.272 6 + - + 46.54 45.94 46.24 0.180 46.41 0.395 7 - + + 38.410 38.72 38.56 0.048 38.45 0.288 8 + + + 44.16 43,96 44.06 0.020 43.89 0.377 0.88 Олинган ҳар бир жавоб учун тажриба натижаларини статистик қайта ишлашни қуйидаги тартибда ўтказамиз [92]: 1) Параллел тажрибаларни, уларнинг бир хил m сонида уларнинг натижаларининг тарқалишини характерловчи 2 u S дисперсияни бир тоифалигида қайта ишлаб чиқаришни текширамиз. ISSN: 2181-3906 2025 International scientific journal «MODERN SCIENCE АND RESEARCH» VOLUME 4 / ISSUE 12 / UIF:8.2 / MODERNSCIENCE.UZ 475 1 )( 1 2 2      m yy S m puup u (4.3) Бунда u - вариантни тартиб рақами ( Nu ..2.1 ), m - ҳар параллел тажрибалар сони, )2( m    m pupuy m y 1 1 - параллел тажрибаларни ўртачаси. Натижалар 2 u S қийматларини жадвалга киритамиз ва иккала ҳол учун ушбу статистикани ҳисоблаймиз.   N uu u S S G 1 2 2(max) (4.4) Бу ерда 2(max)u S - паралел тажрибалардаги дисперсиянинг максимал қиймати (3.4) формула бўйича қийматини ҳисоблаймиз 2 2 2 1 2)()( uuuuu yyyyS  , ( 8,7,6,5,4,3,2,1u ), 125.0 2 1S , 036.0 2 2S , 151.0 2 3S , 157.0 2 4S , 162.0 2 5S , 180.0 2 6S , 048.0 2 7S , 02.0 2 8S Қабул қиламиз 18.0 2 6 2(max)  SSu , 88.0 8 1 2    uu S статистикани ҳисобласак 204.0 1 2 2(max)    N uu u S S G 2) Кохрен критериясига текширамиз, 21,, kk G  - қийматлар жадвал маълумотларидан олинади,  - аҳамиятли сатҳи ( 10   ), Nk  1 , 1 2 mk - эркинлик даражаси сони, Биз қарайдиган ҳолда 05.0  , 2m , 8N , 52.0 2,8,05.0,, 21  GG kk  , 204.0G Агар қуйидаги тенгсизлик кузатилса, 21,, kk GG   (4.5) Кохрен критерийси ўринли бўлади. Дисперциянинг бир жинслиги ҳамма m параллел тажрибанинг барча вариантларда бажарилганлиги сабабли ушбу тенгликлардан фойдаланиш мумкин . 11.0 1 1 22    N uuy S N S (4.6) Яъни, бу дисперсия моделни адекватлигини баҳолаш учун фойдаланилади. Агар (4.5) тенгсизликга итоат қилинмаса, вариантлар бўйича дисперсия бир тоифали бўлсайди ва улар ўртача ҳисобланмайди ва кейинги тадбиқлар қабул қилиниши керак: а) вариантдаги ўлчов маълумотларини максимал дисперсиясини аниқлаш; б) ҳар бир вариантдаги m тажрибалар сонини ошириш; в) чиқувчи параметрларни аниқроқ ўлчашни амалга ошириш. 3) Регрессия коэффициентларини қуйидаги формула билан ҳисоблаймиз. ISSN: 2181-3906 2025 International scientific journal «MODERN SCIENCE АND RESEARCH» VOLUME 4 / ISSUE 12 / UIF:8.2 / MODERNSCIENCE.UZ 476    N uu y N b 1 0 1 ,    N uuiuiyX N b 1 1 ,    N uujuiuij yXX N b 1 1 , ukuju N uiuijk yXXX N b   1 1 (4.7) Коэффициентлар аниқлангандан сўнг кодлашган ўзгарувчан регрессия тенгламасини ёзамиз. у:=40,43375+3,295 х1+0,13875 х2+1,99625 х3-0,1225 х1 х2-0,575 х1 х3-1,25625 х2 х3 +0,15 х1 х2 х3 (4.8) 4) Стюдент критериясидан регрессия коэфициентларининг аҳамиятлигини текширамиз. Дастлаб бир хил ишонч дапазонида b ҳамма регрессия коэффициентлари қуйидаги формула k tb ,   N Sy (4.9) k t,  - Стьюдент мезони,  - аҳамиятлилик сатҳи, )1(  mNk - эркинлик даражаси сони. Агар регрессия коэффициенти ишонч диапазонидан юқори бўлса, у ҳолда коэффициентлар аҳамиятли. bb  0 , bbi , bbij  , bbijk  (4.10) Қуйидаги ҳолга қараймиз 16.2 16,05.0 t , k tb ,   253.0 N Sy . Регрессия тенгламасида юқоридаги тенгсизликка кўра 2 b , 12 b ва 123 b коэффициентлар аҳамиятсиз ҳисобланади, бу коэффиицентларсиз регрессия тенгламасини ёзамиз. у:40,43375+3,295 х1+1,199625 х3-0,575 х1х3-1,25625 х2х3 (4.11) Моделни регрессия тенгламасида аҳамиятсиз коэффициентлар иштирок этмаганда адвекватлигини баҳолаймиз. Агар регрессия тенгламасини (4.10) кўринишида қабул қилинса, бунда тажрибалар дисперсияси нолга тенг айният бўлади. Бу ҳолда ҳамма N=2k регрессий коэфицентлари N бўйича y қийматлари билан ҳисобланган бўлади, бу ҳолда моделни адекватлигини текшириш учун эркинлик даражаси йўқ. Бунда адекватлик шарти тўлиқ бошқарилади ва тажриба режасини тўлиқ дейилади. Агар (4.9) регрессия тенгламасида қандайдир муҳим бўлмаган коэффицентлари инобатга олинмаса эркинлик даражаси ҳосил бўлади ва бунда моделнинг адекватлигини текшириш керак. Адекватликни текшириш y чиқувчи параметрни тажрибавий қийматларини, y  кирувчи параметрларнинг турли сатҳларини ҳисоблаган қийматлари билан солиштириш ва уларнинг фарқини формула бўйича процентда аниқлашдан иборат. y yy R   100 0 (4.12) y  ва 0 R ларнинг қийматларини жадвалда кўрсатамиз. Фишер мезони бўйича чизиқий зичлиги моделни адекватлигини текшириш учун ISSN: 2181-3906 2025 International scientific journal «MODERN SCIENCE АND RESEARCH» VOLUME 4 / ISSUE 12 / UIF:8.2 / MODERNSCIENCE.UZ 477 қолдиқ дисперсиясини формула бўйича топамиз [91]. 1135.0 1 )( 8 1 2 2      kN yy Suuu oc  (4.13) бу ерда: u y  - и чи вариантдаги кўрсаткичи ҳисобланган қиймат, u y - кўрсаткичнинг амалдаги қиймати, N - вариантлар сони, k-факторлар сони. Статистикани кўрамиз 032.1 11,0 1135.0 2 2  y oc S S F (4.14) Фишер критерияси бўйича текширсак 21,, kk F  жадвал қиймати бўйича, бу ерда  - аҳамиятли сатҳига қараб 41 1 kNk , 16)1( 2 mNk , жадвалдан топамиз. Ушбу тенгсизлик 21,, kk FF   бажарилса, адекватлик гипотезаси бажарилади. 01.3 21,,  kk F  бўлганлиги сабабли Фишер критерийси ўринли бўлади. Расмларда чиқиш параметри y ва кирувчи 2 X (роликлар орасидаги масофа) ларнинг ҳар хил қийматларида қолган иккита кирувчи параметр 1 X (хом ипакни чирмовлаш узунлиги) ва 3 X (пиллани пишириш ҳарорати) орасидаги боғланишлар графиклари кетирилган. Бу графиклар ёрдамида чиқиш параметрининг белгилаган қийматида агар роликлар орасидаги масофа ( 2 X ) берилган бўлса, пишириш ҳароратини ҳар бир қийматида унга мос кеаладиган чирмовлаш параметри графикдан аниқлаш мумкин. Графикларнинг аҳамияти шундан иборатки, улардан чиқувчи параметр танланган бўлса, кирувчи параметрлардан бирининг қайси қийматларида шундай режимни ташкил этиш мумкинлигини белгилайди. Масалан, берилган 1 2X да роликлаар орасидаги масофа минимал бўлиб, чиқувчи парамер y нинг 4836 y қийматланини танлаш мумкин бўлади ва қолган иккита кирувчи омиллар 1 X ва 3 X дан бири берилган бўлса, иккинчисини графикдан аниқлаш мумкин. Масалан, y 39 бўлсин. 4.7-Расмда бунга 2 график мос келади. График таҳлилидан кирувчи параметрнинг бундай қиймат 1 X омил фақат 12.0 1 X интервалдаги қийматларида мавжуд бўлиши ва график ёрдамида иккинчи 3 X нинг қийматларини аниқлаш мумкин бўлади. Агар чиқувчи параметр y 44.5 бўлса, омил 1 X ниг интервали 18.0 1 X интервалда кенгаяди. Шундай қилиб, чиқувчи параметрнинг бундай қийматини олиш имконияти кўпаяди. Шундай масалани 4.1 ва 4.2расмларда ҳам қўйиш мумкин. Уларнинг таҳлилидан роликлар орасидаги масофа ошган сари чиқувчи параметрнинг берилган қийматларини олиш учун қолган икки омилларнинг интерваллари камайиши кузатиляпти. Демак, статистик ишлов натижалари ёрдамида танланган технологик режимни ҳосил этиш учун биринчидан шундай режимни таьминлашда омилларнинг ўзгариш интерваллари аниқланади ва иккинчидан уларнинг иккитаси берилган бўлса, мос равишда аниқланган интерваллардан қолган омилнинг ISSN: 2181-3906 2025 International scientific journal «MODERN SCIENCE АND RESEARCH» VOLUME 4 / ISSUE 12 / UIF:8.2 / MODERNSCIENCE.UZ 478 қийматини аниқлаш имкони яратилади. 1 2X )22(2x 136 0y , 3920 y . 4130 y . 4440 y , 4650 y ,, 4860 y 4.1-Расм. Ипнинг нисбий пишиқлигининг ҳар хил қийматларда роликлар орасидаги масофа 2 омил х2=1 бўлганда 1 чи ва 3 чи омиллар орасидаги боғланиш графиги 0 2X ( )5,24 2x 13,37 0y , 3920 y . 4130 y . 4440 y , 4650 y ,, 4860 y 5.0 2X ( )75,25 2x 19,37 0y , 3920 y . 4130 y . 4440 y , 4650 y ,, 4.4760 y Регрессия тенгламасини аниқлаш учун жавоблар бўйича ҳар бир функция учун иккита сатҳли ( 2k ) уч омилли тажрибанинг матрицаси тузилди. ui y , ва ui z орқали m параллел тажрибаларда олинган, ҳар бири n тажрибада аниқланган ипнинг нисбий пишиқлиги бўйича вариация коэффициенти учун тегишли жавоблар қийматлари белгиланди. Уларнинг таҳлилидан роликлар орасидаги масофа ошган сари чиқувчи параметрнинг берилган қийматларини олиш учун қолган икки омилларнинг интерваллари камайиши кузатилди. Статистик ишлов натижалари ёрдамида танланган технологик режимни ҳосил этиш учун биринчидан шундай режимни таьминлашда омилларнинг ўзгариш интерваллари аниқланди ва иккинчидан уларнинг иккитаси берилган бўлса, мос равишда аниқланган интерваллардан қолган омилнинг қийматини аниқлаш имкони яратилди[92]. Хулоса Пилла ипларидан хом ипакнинг шаклланиши ва намликнинг камайтирилиши чирмовни ва уни ҳосил қилувчи роликлар тизимига боғлиқлигини математик модель сифатида ифодаланиб омиллар сифатида хом ипакни чирмовлаш узунлиги, роликлар орасидаги масофа, пиллани пишириш ҳарорати бўйича регрессия тенгламалари тузилиб, тажриба натижаларга статистик ишлов берилиб, сифатли маҳсулот ишлаб чиқаришдаги технологик кўрсаткичлар асосланди. Назарий ва амалий тадқиқотлар натижасида Кмс 10 русумли механик пилла чувиш қўлланилган холда сифатли хом ипак ишлаб чиқаришнинг технологик кетма-кетлик жараёнлари асосланиб ишлаб чиқаришга тавсия этилди. Махалий пилаларни механик пилла чувиш дастгоҳларида чизиқли зичлиги 1,89 текс бўлган хом ипак ишлаб чиқариш учун пилла чувиш тезлигини оптималлаштириш ва қуйи чизиқлик зичликли ипак олиш учун тавсиялар берилди. Фойдаланилган адабиётлар. 1. O’zDSt 3313:2018. “Хом ипак. Техникавий шартлар”. Ўзбекистон давлат стандарт агентлиги. “Fan va texnologiya” нашриёти. -Тошкент. -2018. ISSN: 2181-3906 2025 International scientific journal «MODERN SCIENCE АND RESEARCH» VOLUME 4 / ISSUE 12 / UIF:8.2 / MODERNSCIENCE.UZ 479 2. U.O.Axunbabayev i dr. – Novaya texnologiya virabotki shelka-sirsa malix lineynix plotnostey na sovremennix kokonomotalnix avtomatax iz mestnix sortov tutovogo shelkopryada/U.O.Axunbabayev, Sh.D.Dadajonov, A.M.Turgunbekov, A.M.Muxtarov//NTJ FerPI, 2024, spets.vipusk № 18, s.19-25 3. Rajat K. D. and Manesh N. Global silk industry: A Complete Source Book, Universal Publisher, Boca Raton, Florida, USA. -2005.-P. 427 4. A.M.Turg‘unbekov va boshq. – Yuqori xosildor, pilla xajmi yirik va ipak chiqishi yuqori bo‘lgan ipak qurti urug‘laridan pilla yetishtirish texnologiyasi / A.M.Turg‘unbekov, U.O.Axunbabayev, Sh.D.Dadajonov, M.M.Niyazaliyeva // FerPI ITJ, 2023, T.27, 18 - maxsus son, 42-47 s. 5. Axunbabayev Ulugbek Oxunjonovich, Turgunbekov Axmadbek Maxmudbek O‘g‘li, & Asrorov Gapdirashid Gaznaivich (2023). ЭЛЕМЕНТЫ ПРОЦЕССА КОКОНОМОТАНИЯ, ВЛИЯЮЩИЕ НА КАЧЕСТВЕННЫЕ ХАРАКТЕРИСТИКИ ШЁЛКА-СЫРЦА. Universum: технические науки, (4-3 (109)), 65-67. 6. Turdialiyeva M.M., Turgunbekov A.M. Issledovaniye i analiz sovremennogo sostoyaniya kokonopryadilnix mashin. // Universum: texnicheskiye nauki elektron. nauchn. jurn. 2025. 2(131). URL: https://7universum.com/ru/tech/archive/item/19291 (data obrasheniya: 06.02.2025). 7. Muxtoraliyevna, R. M., & Maxmudbek o‘g‘li, T. A. (2025). PILLANI CHUVISH PARAMETRLARINI O ‘RNATISH VA ISHLAB CHIQARILGAN XOM IPAKNING SIFAT KO ‘RSATKICHLARINI ANIQLASH. YANGI O ‘ZBEKISTON, YANGI TADQIQOTLAR JURNALI, 2(3), 345-352. 8. Muxtoraliyevna, R. M., Maxmudbek o‘g‘li, T. A., & Umrbek, A. (2025). PILLA CHUVISH DASTGOXI FY-2008 AVTOMATI VA FY-522 VAKUUM BUG ‘LASH APPARATINING TEXNOLOGIK KO ‘RSATKICHLARINI O’RGANISH. TA’LIM, TARBIYA VA INNOVATSIYALAR JURNALI, 1(3), 61-68. 9. Muxtoraliyevna, R. M., Maxmudbek o‘g‘li, T. A., & Xusnora, M. (2025). MAXALIY TUT IPAK QURTIDAN TAKRORIY MAVSUMLARDA YETISHTIRILGAN PILLALAR UCHUN OPTIMAL CHUVISH REJIMLARINI ASOSLASH. IZLANUVCHI, 1(3), 21-26.