正交试验设计中的方差分析2例题分析

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第三章 正交试验设计(2)-正交试验数据方差分析和贡献率分析

第三章 正交试验设计(2)-正交试验数据方差分析和贡献率分析
Hubei Automotive Industries Institute
试验优化设计
主讲:刘建永
材 料 工 程 系 Department of Materials Engineering
第三章 正交试验设计
正交试验数据 方差分析与贡献率分析
正交试验结果的方差分析
1.离差平方和的计算
总离差平方和:
项目 因素A 因素B 因素C 误差 总和
平方和SS SSA SSB SSC SSE SST
自由度DF a- 1 a- 1 a- 1 a- 1 n-1
纯平方和 SSA- fA×MSE SSB- fB×MSE SSC- fC×MSE fT×MSE SST
贡献率 ρA ρB ρC ρE
其中: 纯平方和= SS因- f因×MSE 贡献率ρ因等于纯平方和与SST的比值 贡献率最大的几个因素是重要因素,与误差贡献率差不多的认为不 重要。
μ 3.2 的 1 − α 置信区间为: μ 3.2± t1−α / 2 ( f e′)σ / ne ˆ ˆ
′ ˆ 这里 σ = S e / f e′ , ′ S e = S e + 不显著因子的平方和, f e′ = f e + 不显著因子的自由度,
ne = 试验次数 1 + 显著因子自由度之和
n e = 9 /( 1 + f A + f C ) = 9 / 5 = 1 . 8 , ′ S e = S e + S B=132 , f ′ = f + f =4 ,
y 31 54 38 53 49 42 57 62 64 T=450 yi2 =23484 ST=984

方差分析表 把上述计算表中得到的平方和与自由度移至一张方差分 析表中继续进行计算。 例 3.3 的方差分析表 来源 平方和 S 自由度 f 均方和 MS 因子 A 因子 B 因子 C 误差 e T 618 114 234 18 984 2 2 2 2 8 309 57 117 9 F比 34.33 6.33 13.00

正交试验方差分析(通俗易懂)

正交试验方差分析(通俗易懂)

第十一章正交设计试验资料的方差分析在实际工作中,常常需要同时考察3个或3个以上的试验因素,若进行全面试验,则试验的规模将很大,往往因试验条件的限制而难于实施。

正交设计是安排多因素试验、寻求最优水平组合的一种高效率试验设计方法。

第一节、正交设计原理和方法(一) 正交设计的基本概念正交设计是利用正交表来安排多因素试验、分析试验结果的一种设计方法。

它从多因素试验的全部水平组合中挑选部分有代表性的水平组合进行试验,通过对这部分试验结果的分析了解全面试验的情况,找出最优水平组合。

例如,研究氮、磷、钾肥施用量对某小麦品种产量的影响:A因素是氮肥施用量,设A1、A2、A3 3个水平;B因素是磷肥施用量,设B1、B2、B3 3个水平;C因素是钾肥施用量,设C1、C2、C3 3个水平。

这是一个3因素每个因素3水平的试验,各因素的水平之间全部可能的组合有27种。

如果进行全面试验,可以分析各因素的效应,交互作用,也可选出最优水平组合。

但全面试验包含的水平组合数较多,工作量大,由于受试验场地、经费等限制而难于实施。

如果试验的主要目的是寻求最优水平组合,则可利用正交设计来安排试验。

正交设计的基本特点是:用部分试验来代替全面试验,通过对部分试验结果的分析,了解全面试验的情况。

正交试验是用部分试验来代替全面试验,它不可能像全面试验那样对各因素效应、交互作用一一分析;当交互作用存在时,有可能出现交互作用的混杂。

如对于上述3因素每个因素3水平试验,若不考虑交互作用,可利用正交表L9(34)安排,试验方案仅包含9个水平组合,就能反映试验方案包含27个水平组合的全面试验的情况,找出最佳的生产条件。

一、正交设计的基本原理表11-1 33试验的全面试验方案正交设计就是从全面试验点(水平组合)中挑选出有代表性的部分试验点(水平组合)来进行试验。

图1中标有‘9 ’个试验点,就是利用正交表L9(34)从27个试验点中挑选出来的9个试验点。

即:(1)A1B1C1(2)A1B2C2(3)A1B3C3(4)A2B1C2(5)A2B2C3 (6)A2B3C1(7)A3B1C3(8)A3B2C1(9)A3B3C2上述选择,保证了A因素的每个水平与B因素、C 因素的各个水平在试验中各搭配一次。

正交试验方差分析

正交试验方差分析

1(50) 1(6.5) 1(2.0) 1 1 2 2 2(7.0) 2(2.4) 3(7.5) 3(2.8 2 3 1 3 2 3
2(55) 1
3(58) 1
8பைடு நூலகம்
9 K1j
3
3 15.76
2
3 25.18
1
2 22.65
3
1 20.74
10.9
8.95
T 65.58
K2j
K3j K1j2 K2j2 K3j2
n
对上式做如下变换
SST ( X ij X ) 2 ( X ij X i. X i. X ) 2
i 1 j 1 i 1 j 1
r
n
r
n
( X ij X i. ) ( X i. X ) 2 (X ij X i. )( X i. X )
各式的物理意义
X
所有数据的平均值称为总平均 值 第i个水平的数据平均值称为组平均值 随机误差,又称为组内离差平方和
X i.
SSE 表示每一个数据与其组平均值的离差平方和,反映了实验中的
SS A
表示组平均值与总的平均值得离差平方和,反映了由于因素不同水平引 起的差异又称为组间离差平方和
再稍做整理
X 总和 2 2 SST ( X ij X ) ( X ij ) N i 1 j 1 i 1 j 1 X 总和 校正项CF N
2 2 i 1 j 1 r n i 1 j 1 r n i 1 j 1
r
n
r
n
r
n
( X ij X i. ) ( X i. X ) 2
2 i 1 j 1 i 1 j 1

高级篇 第二章 正交试验设计及统计分析-方差分析

高级篇 第二章 正交试验设计及统计分析-方差分析

0.415
(2)显著性检验
根据以上计算,进行显著性检验,列出方差分析表,结果见表10-24
变异来源
A B C△ 误差e 误差e△ 总和
平方和 45.40 6.49 0.31 0.83 1.14 53.03
自由度 2 2 2 2 4
表10-24 方差分析表
均方 F值
Fa
22.70 79.6 F0.05(2,4) =6.94
油温℃A 1 1 2 2 3 3 4 4
1.8 4.5 9.8 6.8 3.24 20.25 96.04 46.24
表10-27 试验方案及结果分析
含水量%B 油炸时间s C
1
1
空列 1
2Hale Waihona Puke 2211
2
2
2
1
1
2
1
2
1
2
1
2
2
2 11.4
1 10.2
1 12.1
11.5
12.7
10.8
空列 1 2 2 1 2 1 1 2
3.24 11.4 F0.01(2,4)=18.0
0.16
0.41
0.285
显著水平 ** *
因素A高度显著,因素B显著,因素C不显著。 因素主次顺序A-B-C。
(3)优化工艺条件的确定
本试验指标越大越好。对因素A、B分析,确定优 水平为A3、B1;因素C的水平改变对试验结果几乎无影
响,从经济角度考虑,选C1。优水平组合为A3B1C1。 即温度为58℃,pH值为6.5,加酶量为2.0%。
K2k2 SST=QT CT

Kmk2 SSk
Q

j
1 r

第三章 正交试验设计中的方差分析2-例题分析

第三章 正交试验设计中的方差分析2-例题分析

由极差看B的影响最小,即络合剂是测定的次要因素。 由极差看 的影响最小,即络合剂是测定的次要因素。 的影响最小 第五步,进一步画出指标-因素趋势图观察。 第五步,进一步画出指标-因素趋势图观察。
24 23 22 21 Abs
Abs 21.5 21 20.5 20 19.5 19 18.5
Abs 24 23 22 21 20 19 18 17 16 15
三.实际应用举例 例8:用原子吸收光谱测定铝合金中痕量铁时, :用原子吸收光谱测定铝合金中痕量铁时, 需要选择以下三个因素的最适宜条件: ) 需要选择以下三个因素的最适宜条件:1)酸度 (用1:1盐酸的体积代表 ;2)络合剂(5%的8用 盐酸的体积代表 盐酸的体积代表); )络合剂( % 羟基喹啉)加入量;3)释放剂(20mg/ml的锶 羟基喹啉)加入量; )释放剂( 的锶 盐)加入量。每个因素考虑三个水平,分别是: 加入量。每个因素考虑三个水平,分别是: 4ml、7ml、10ml;3ml、6ml、9ml;1ml、 、 、 ; 、 、 ; 、 9ml、17ml。如何安排这个试验,并对结果进 、 。如何安排这个试验, 行分析。 行分析。
同样: 同样:QB=10.9;QC=76.2; ; ;
总的方差和Q 如下计算: 总的方差和 T如下计算:
那么试验误差的差方和就可如下计算: 那么试验误差的差方和就可如下计算: Qe=QT-( A+QB+QC) -(Q -(66.9+10.9+76.2) =168.2-( -( + + ) =14.2 其次,计算自由度: 其次,计算自由度: fT=n-1=9-1=8; - = - = ; fA=fB=fC=m-1=3-1=2 ; - = - = fe=fT-fA-fB-fC=2 。
正交试验设计的方差分析小结

正交试验习题与解答

正交试验习题与解答

1.正交试验设计法的基本思想正交试验设计法,就是使用已经造好了的表格--正交表--来安排试验并进行数据分析的一种方法。

它简单易行,计算表格化,使用者能够迅速掌握。

下边通过一个例子来说明正交试验设计法的基本想法。

[例1]为提高某化工产品的转化率,选择了三个有关因素进行条件试验,反应温度(A),反应时间(B),用碱量(C),并确定了它们的试验范围:A:80-90℃B:90-150分钟C:5-7%试验目的是搞清楚因子A、B、C对转化率有什么影响,哪些是主要的,哪些是次要的,从而确定最适生产条件,即温度、时间及用碱量各为多少才能使转化率高。

试制定试验方案。

这里,对因子A,在试验范围内选了三个水平;因子B和C也都取三个水平:A:A l=80℃,A2=85℃,A3=90℃B:B l=90分,B2=120分,B3=150分C:C l=5%,C2=6%,C3=7%当然,在正交试验设计中,因子可以是定量的,也可以是定性的。

而定量因子各水平间的距离可以相等,也可以不相等。

这个三因子三水平的条件试验,通常有两种试验进行方法:(Ⅰ)取三因子所有水平之间的组合,即A l B l C1,A1B l C2,A1B2C1,……,A3B3C3,共有33=27次试验。

用图表示就是图1 立方体的27个节点。

这种试验法叫做全面试验法。

全面试验对各因子与指标间的关系剖析得比较清楚。

但试验次数太多。

特别是当因子数目多,每个因子的水平数目也多时。

试验量大得惊人。

如选六个因子,每个因子取五个水平时,如欲做全面试验,则需56=15625次试验,这实际上是不可能实现的。

如果应用正交实验法,只做25次试验就行了。

而且在某种意义上讲,这25次试验代表了15625次试验。

(Ⅱ)简单对比法,即变化一个因素而固定其他因素,如首先固定B、C 于B l、C l,使A变化之:↗A1B1C1→A2↘A3 (好结果)如得出结果A3最好,则固定A于A3,C还是C l,使B变化之:↗B1A3C1→B2 (好结果)↘B3得出结果以B2为最好,则固定B于B2,A于A3,使C变化之:↗C1A3B2→C2 (好结果)↘C3试验结果以C2最好。

正交试验设计中的方差分析

正交试验设计中的方差分析
方差分析(ANOVA)是一种统计技术, 用于比较三个或更多组数据的平均值 是否存在显著差异。
目的
通过方差分析,可以确定不同组之间 的平均值差异是否由随机误差引起, 还是由处理因素或自变量引起。
方差分析的数学模型
数学模型
方差分析使用数学模型来描述数据之间的关系,特别是不同组之间的平均值差异。模型通常包括组间差异和组内 差异两部分。
医学研究
通过正交试验设计中的方差分析,研究不同治疗方案、药物剂量等因素对疾病治疗效果的影响,为临床 治疗提供科学依据。
方差分析的局限性
04
方差分析对数据的要求
独立性
数据必须是相互独立的,不存 在相互关联或依赖关系。
正态性
数据应符合正态分布,才能保 证统计推断的准确性。
同方差性
各组数据的方差应相等,否则 可能导致误判。
制定试验方案
根据正交表设计试验方案,确定每个因素的每个 水平。
实施试验
按照试验方案进行试验,记录每个试验的结果。
方差分析
利用方差分析法对试验结果进行分析,确定各因 素对试验结果的影响程度和显著性。
优化方案
根据方差分析结果,优化试验方案,进行下一步试验。
方差分析的基本原理
02
方差分析的定义与目的
定义
拉丁方设计方差分

适用于需要控制试验条件的试验, 通过拉丁方设计平衡试验条件和 试验误差。
正交试验设计中的方差分析步骤
确定试验因素和水平
根据研究目的和实际情况确定试验因 素和水平。
制定正交表
根据试验因素和水平选择合适的正交 表。
安排试验
按照正交表进行试验,记录试验数据。
方差分析
对试验数据进行方差分析,包括自由 度、离均平方和、均方、F值等计算。

第8章 正交试验设计的方差分析例题

第8章 正交试验设计的方差分析例题

8.3.2 考虑交互作用的三水平正交试验的方差分析(因学时有限和正交表太大L27(313),不讲解!只讲解二水平情况,因为二水平会,三水平自然也会!)例8-4 运动发酵单细胞菌是一种酒精生产菌。

为了确定其发酵培养基的最佳配方,进行了四因素三水平正交试验,试验指标为酒精浓度(g/ml)。

表8-12给出了因素水平表,要求考察交互作用A×B、A×C和A×D。

查附表7可得,本试验应选用L27(313)正交表,表头设计应按照“L27(313)二列间的交互作用表”进行。

本例只考虑一级交互作用(p=1),所以每个三水平交互作用应占(m-1)P=(3-1)1=2列,即A ×B、A×C,和A×D在L27(313)正交表中各占二列。

表8-12 因素水平表表头设计时应避免混杂,试验方案及试验结果见表8-13。

由交互作用表可知,将因素A、B安排在第1、2列之后,第3、4列为A×B交互作用列;再将C安排在第5列后,A×C交互作用在第6、7列;最后将D安排在第9列,则A×D交互作用类落在第8、10列(当然也可将D安排在第8列,则第9、10列为A×D交互作用列)。

表8-13 试验方案及结果分析 L27(313)一、计算(计算过程省略)1.计算各列各水平的K ij 值(K 1j ,K 2j ,K 3j )和K 2ij (K 21j ,K 22j,K 23j ) 各列各水平对应的试验数据之和K 1j ,K 2j ,K 3j ,及其平方和K 21j , K 22j ,K 23j ,列于表8-13中,例如K 1A =∑=91i iX=0.20+0.50*2+1.50+1.10+1.20*2+1.60*2=9.40=K 11 ,K 211= 88.36K 2A =∑=91i i X =0.40+0.50+……+6.15=33.05= K 21 , K 221=1092.30K 3A =∑=91i i X =0.40+0.30+……+2.80=25.80= K 31 , K 231 =665.64表示A ×B 的有两列,即第3,4列,计算后可知 K 13 =32.75, K 23 =17.90; K 33 =17.60 K 14 =26.40; K 24 =24.55, K 34 =17.302.计算各列的偏差平方和(S j )及其自由度(f j ) 由式(8-4),可知:S j =CT Q nT K r j m i ij -=-∑=2211 r=n/m=27/3=9;CT=T 2/n=1/27×68.252=172.52所以 S j =9152.17291312=-∑=i ij K ( K 1j 2+K 2j 2+K 3j 2)-172.53S A =S 1=91(K 112 +K 212+K 312)-172.52 =91(88.36+1092.30+665.64)-172.52 =32.62S B =S 2=……=67.90, S 3=……=16.67 , S 4=……=5.14 所以S A ×B =S 3+S 4=21.81S c =S 5=……=2.48, S 6=……=3.04, S 7=……=3.60 所以S A ×C =S 6+S 7=6.64S 8=……=5.13 ; S 10=……=1.21 所以S A ×D =S 8+S 10=6.34 S D =S 9=……=7.43S 11=……=2.33,S 12=……=0.35,S 13=……=0.55 所以S e =S 11+S 12+S 13=3.23因为第j 列的自由度为 f j =m-1=3-1=2,(j=1,2,……13),所以 f A = f B = f C =f D =2f A ×B = f 3 +f 4=2+2=4, f A ×C = f 6 +f 7 =2+2=4 f A ×D = f 8 +f 10 =2+2=4, f e = f 11 +f 12 +f 13 =2×3=6 验算:① S T 的验算Q T =∑=ni i x 12=0.2²+0.5²+…+2.8²=320.98S T =Q T -CT=320.98-172.52=148.46另外S T =∑=kj j S 1=32.62+67.90+…+0.55=148.45② f T 的验算 f T =n-1=27-1=26另外 f T =13f i =13×(m-1)=13×(3-1)=26 ∴计算过程无误.3.计算方差 V j =jj f SV A =S A /f A =32.62/2=16.31 同理可得V B =33.95,V C =1.24,V D =3.72 V A ×B =5.45,V A ×C =1.66,V A ×D =1.59 Ve=0.538 ∵ejV V 均大于2,且f e =6>1, ∴无需校正Ve!二、显著性检验 (计算过程省略) 1. 计算 F jF A = V A /Ve=16.31/0.538=30.32, ∵F j =V j /Ve,∴同理可得, F B =63.10, F A ×B =10.13, F C =2.30, F A ×C =3.09 2.查 F ɑF ɑ(f 因,fe)=f ɑ(2,6),F ɑ(f 交,fe)=F ɑ(4,6)当ɑ=0.05时,查得 F 0.05(2,6)=5.14, F 0.05(4,6)=4.53; 当ɑ=0.01时,查得 F 0.01(2,6)=10.92, F 0.01(4,6)=9.15. 3.显著性检验∵F A=30.32和F B=63.10均大于F0.01(2,6)=5.14,∴因素A和B均高度显著(用**表示);又∵F A×B=10.13>F0.01(4,6)=9.15,∴交互作用A×B也高度显著(用**表示);又∵F D=6.91,∵介于F0.05(2,6)和F0.01(2,6)之间,∴因素D显著(用*表示);又∵F C=2.30<F0.05(2,6)=5.14,以及F A×C=3.09和F A×D=2.96均小于F0.05(4,6)=4.53,∴因素C及交互作用A×C和A×D均不显著.根据F值大小,可知各因素及交互作用对试验指标影响的主次顺序为:B,A,A×B,D,A×C,A×D,C.4.列方差分析表表8-14 方差分析表三、最优工艺条件确定因素A、B及交互作用A×B都高度显著,但因在主次顺序中,A ×B排在A、B之后,因此应优先考虑A、B的优水平。

正交试验结果的方差分析方法精品文档10页

正交试验结果的方差分析方法精品文档10页

正交试验结果的方差分析方法计算公式和项目试验指标的加和值=,试验指标的平均值与表4-13一样,第j列的(1) I j”水平所对应的试验指标的数值之和(2) II j——“ 2”水平所对应的试验指标的数值之和(3)……(4) k j——同一水平出现的次数。

等于试验的次数除以第j列的水平数.(5)I j/k j——“水平所对应的试验指标的平均”(6)II j/k j——“2”水平所对应的试验指标的平均值(7)……以上各项的计算方法,与“极差法”同,见4.1.7节(8)偏差平方和(4-1)(9) fj ——自由度.fj第j列的水平数-1.(10)Vj——方差.Vj =Sj/fj(4-2)(11)Ve——误差列的方差。

(4-3)(12)Fj——方差之比(4-4)(13)查F分布数值表(见附录6),做显著性检验。

显著性检验结果的具体表示方法与第3章相同。

(14)总的偏差平方和(4-5) (15)总的偏差平方和等于各列的偏差平方和之和。

即(4-6) 式中,m为正交表的列数。

若误差列由5个单列组成,则误差列的偏差平方和S e等于5个单列的偏差平方和之和,即:S e=S e1+S e2+S e3+S e4+S e5;也可用S e= S总-S’来计算,其中:S’为安排有因素或交互作用的各列的偏差平方和之和应引出的结论。

与极差法相比,方差分析方法可以多引出一个结论:各列对试验指标的影响是否显著,在什么水平上显著。

在数理统计上,这是一个很重要的问题。

显著性检验强调试验误差在分析每列对指标影响中所起的作用。

如果某列对指标的影响不显著,那么,讨论试验指标随它的变化趋势是毫无意义的。

因为在某列对指标的影响不显著时,即使从表中的数据可以看出该列水平变化时,对应的试验指标的数值也在以某种“规律”发生变化,但那很可能是由于实验误差所致,将它作为客观规律是不可靠的。

有了各列的显著性检验之后,最后应将影响不显著的交互作用列与原来的“误差列”合并起来,组成新的“误差列”,重新检验各列的显著性。

正交试验设计(方差分析)

正交试验设计(方差分析)
第1列的极差较小,说明因素A的水平变动时,指标变动 较小,说明因素A对指标影响较小;
而第4列是空列,极差为0.34,这是由随机误差产生的,又 因为因素A的极差0.36与空列的极差0.34接近,所以可粗略 地认为因素A对指标影响不显著
由此可以根据极差的大小顺序排出因素的主次:


B、C、A
由因素的主次可以看出后区牵伸(因素B)对指标影响 最主要,其次是后区隔距(因素C),罗拉加压影响最小.
C
1.6 3.9 4.0 0.53 1.30 1.33 0.80
误差列
各数据说明
2.9
其中:
3.8 2.8 0.97 1.27 0.93 0.34
K ( j) i
为第j列的第i水 平数据之和
k( j) i 为其平均值
R( j)
为第j列的极差
9
T xi i 1
=9.5
返回
2. 分据知,第2列和第3列的极差较大, 这反映了当因素B、C的水平波动时,指标波动较大,说明因 素B、C对指标影响较大;
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6.5.1 正交试验结果的方差分析
方差分析基本思想是将数据的总变异分解成因 素引起的变异和误差引起的变异两部分,构造F统 计量,作F检验,即可判断因素作用是否显著。
正交试验结果的方差分 析思想、步骤同前!!
方差分析的基本步骤与格式
设: 用正交表Ln(rm)来安排试验 试验结果为yi(i=1,2,…n)
方差分析时,在进行表头设计时一般要求留有空列,即误差 列
误差的离差平方和为所有空列所对应离差平方和之和 :
SSe SS空列
(2)计算自由度
第6讲(5)
正交试验设计 (方差分析)

正交法方差分析详解

正交法方差分析详解

先列出一个表格 三因素,三水平 正交表为4列,9行正交表的作用:对于同一个因素的任一个水平,当实验组合中含有这个水平时,其他的参数取值是均匀的,没有重复.如B 因素取90这个水平时有三个组合,这三个组合为可以看出,在B 因素取90时,A 和C 因素分别取了没有重复的三个变量,即均匀的。

这有什么好处,下面引出方差分析中一些假设1. 实验的结果有一个期望值E 0值,这个E 0 值是所用参数可能取值得到的计算结果的期望值,而且假设计算结果是满足正态分布的。

即),(~20σE N X i 。

注意:E 0 不是这9个计算结果的平均值,这9个计算结果只是所有可能结果的9个样本而已,我们就是在用着9个样本来分析总体2. 对于单个参数而言,由于单个参数的任一水平的计算结果只受该参数影响,而不受其他参数的影响,所以单个参数的计算结果的期望和方差都应该满足)(20,σE N ,1、2这两条实际是为方差分析服务的。

3. 至于说在正交法中单个参数的计算结果只受该参数影响,而不受其他两个参数取值的影响,涉及了另一个假设:假设各个参数对计算结果的影响是独立的,也就是说计算结果是3个参数的作用的加和,比如说在B=30,C=64时,A 取12对计算结果的贡献是8。

当B=32,C=40时,A 取12对计算结果的贡献还是8。

当然,这都是理想状态,参数之间的作用肯定是有互相影响滴,这种影响叫做交互作用,而且,每次试验都有误差的,不可能互相没有影响,两次试验中A 对计算结果的贡献肯定是不相等的。

我们在试验时一般不急于考虑交互作用,且在我们这个项目中交互作用的影响比较小,查的文献中直接对交互作用闭口不提,所以就不考虑了。

这样的话不就可以列出各个参数下的计算结果的表达式了以B=90这个例子为例。

X 1=31=Y(A=80)+Y ’(A=80)+Y(B=90) +Y ’(B=90)+Y(C=5) +Y ’(C=5) X 4=53=Y(A=85)+Y ’(A=85)+Y(B=90) +Y ’(B=90)+Y(C=6) +Y ’(C=6) X 7=57=Y(A=90)+Y ’(A=90)+Y(B=90) +Y ’(B=90)+Y(C=7) +Y ’(C=7)其中Y (A=80)是理想状态下A 取80对计算结果的贡献,Y ’(A=80)是A 取80对计算结果贡献的实验误差。

正交设计试验资料的方差分析

正交设计试验资料的方差分析

数据整理
将收集到的数据整理成 表格形式,便于后续分 析。
数据筛选
对异常值进行筛选和处 理,确保数据质量。
正交设计试验资料的方差分析过程
确定试验因素和水平
明确试验因素和各因素的水平, 为后续分析提供基础。
计算各因素的效应值
根据试验结果,计算各因素的效 应值。
计算误差平方和
根据效应值和水平,计算误差平 方和。
跨学科融合
标准化与规范化
结合其他学科的理论和方法,拓展正交设 计试验的应用领域,推动多学科交叉融合 发展。
制定和完善正交设计试验的标准和规范, 提高试验的可靠性和可比性。
正交设计试验资料方差分析的实际应用价值
科学研究
在科学研究领域,正交设计 试验资料方差分析可用于探 索和验证科学假设,揭示现 象背后的机制和规律。
正交试验设计的基本原理
1 2
正交性原理
正交试验设计基于正交性原理,即每个因素在试 验中出现的次数相同,且各次出现的概率相等。
均匀分散原理
正交试验设计通过均匀分散原理,确保每个水平 在试验中都有均衡的分布,从而减少结果的偏差。
3
代表性原理
正交试验设计通过代表性原理,选取具有代表性 的样本点进行试验,以反映整体情况。
正交设计试验资料的方差 分析
• 正交设计试验概述 • 方差分析基础 • 正交设计试验资料的方差分析方法 • 实例分析 • 总结与展望
01
正交设计试验概述
正交试验设计的基本概念
正交试验设计是一种统计技术,用于 在多因素、多水平条件下进行试验, 以最小化试验次数,同时最大化信息 收集。
它利用正交表来安排试验,确保每个 因素的每个水平都被等可能地选取, 从而得到全面而均衡的试验结果。

正交试验方差分析

正交试验方差分析

1 1 2 2 1 1 2 2
1 1 2 2 2 2 1 1
1 2 1 2 1 2 1 2
1 2 1 2 2 1 2 1
1 2 2 1 1 2 2 1
1 2 2 1 2 1 1 2
65 74 71 73 70 78 62 67
给定显著性水平а,查临界值Fа(f因、fE)
α =0.05
2
2 iL

n m
n m
n
fE mn n
m每个试点重复试验次数,n为正交表行数即试点数
有重复试验Ln(ph)正交表各列(或各因素)离 差平方和ss列、自由度f列计算
反应了该因素由于水平的改变引起的试验 指标的波动程度。
1 1 列 2 2 ( K ) x ss am k x j T 列 mn j1 am j 1
列 j
p
2
p
f列 p 1
P为因素水平数,a为因素同一水平出现次数
Ln(ph)正交表有重复试验各离差平方 和、自由度的关系
ss ss ss fT fT f T T E 1 E 1
ss T1 ss q
q 1
h
f T1 f q
q 1
h
无重复试验正交表Ln(ph)的方差分析 计算
1 m 均值 xi xiL mL1
因素的任意水平试验数 据总和为 K
1 因素 均值为 k K j am
因素 j
因素 j
1 全部数据均值为 x x iL nm i 1L 1
全部数据总和为 x x T iL
n m i 1L 1
n
m
Ln(ph)正交表有重复试验总离差平方和ssT、 自由度fT计算 总离差平方和反映了全部试验数据的波动情况。

正交试验设计结果的方差分析

正交试验设计结果的方差分析

n
T xi i 1
②各因素引起的离差平方和
• 第j列所引起的离差平方和 :
S j
1 r
(
m p1
K
2 pj
)
T2 n
k
ST S j Se j 1
③交互作用的离差平方和
• 若交互作用只占有一列,则其离差平方和就等于 所列离差平方和之和,
第6章 正交试验设计结果的方差分析
正交试验设计结果的方差分析法
• 能估计误差的大小 • 能精确地估计各因素的试验结果影响的重要程度
6.1 方差分析的基本步骤
• 正交试验多因素的方差分析,其基本思想是先计算出各因素 和误差的离差平方和,然后求出自由度、均方、F值,最后进 行F检验。
• 如果用正交表Ln(mk)来安排试验,则因素的水平数为m,正交 表的列数为k,总试验次数为n,试验结果为xi(i=1~n)。
– 若m = 2, fA×B=fj – 若m = 3, fA×B= 2fj= fA +fB ④误差的自由度:
fe=空白列自由度之和
(3)计算均方

以A因素为例
:VA
SA fA
以A×B为例 :
VAB
S AB f AB
误差的均方:
Ve
Se fe
注意:
• 若某因素或交互作用的均方≤Ve,则应将它们归入误差列 • 计算新的误差、均方
(6)列方差分析表
6.2 二水平正交试验的方差分析
• 正交表中任一列对应的离差平方和:
例6-1
6.2.2 三水平正交试验的方差分析
• m=3,所以任一列的离差平方和:
例6-3 注意: ➢ 交互作用的方差分析 ➢ 有交互作用时,优方案的确定
6.3 混合水平正交试验的方差分析
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正交试验设计的方差分析小结
一。几个数据处理中常用的数理统计名词 平均值 ;总体平均值m;总体;样本; 极差 R ; 差方和Q ;
自由度f ;
方差s2 ;
样本方差s2 ;
标准偏差s ;
二.正交试验设计的方差分析的步骤和格式 1.计算差方和(离差平方和): 包括以下几部分:(1)各因素差方和,(2)总差方 和QT,(3)试验误差的差方和Qe。 2.计算自由度 : 包括:试验的总自由度;各因素自由度;试验误差的 自由度。 3.计算平均差方和 包括各因素平均差方和与误差的平均差方和。 4.求F比 5.对因素进行显著性检验: 对照F表检验。F检验的规律。
三.实际应用举例
例8:用原子吸收光谱测定铝合金中痕量铁时, 需要选择以下三个因素的最适宜条件:1)酸度 (用1:1盐酸的体积代表);2)络合剂(5%的8羟基喹啉)加入量;3)释放剂(20mg/ml的锶 盐)加入量。每个因素考虑三个水平,分别是: 4ml、7ml、10ml;3ml、6ml、9ml;1ml、 9ml、17ml。如何安排这个试验,并对结果进 行分析。
21
18.7
17.7
k3
19.7
18.7
23.3
20.3
R
6.7
2.3
7
优水平 A2
B2
C3
由极差看B的影响最小,即络合剂是测定的次要因素。 第五步,进一步画出指标-因素趋势图观察。
Abs Abs Abs
24
23
22
21
20
19
18
17
16
15
2
7
12
1:1HCl(ml)
21.5
21
20.5
20
19.5
可见: F0.05(2,4)≥FA>F0.10(2,4), F0.05(2,4)≥FC>F0.10(2,4), 因此A和C属于影响显著的因素,要重点考察。 而B的F值小于F0.25(2,4),因此B因素对指标没什么 影响,可以忽略。因此其加入体积可以在给定范围内 任意变化。 这是用方差分析和前面直观分析以及极差分析得出的 一个比较重要的不同结论。 当然,在实际分析中,因素B还要用其他试验指标进 一步确定,以保证得到准确的结果。
1 ml
2
7 ml
6 ml
9 ml
3
10 ml
9 ml
17 ml
第三步,根据因素水平表,选择L9(34)正交表,试 验安排如下表:
L9(34)试验方案及结果表
A
B
C
D
1
1(4 ml) 1(3 ml)
1(1 ml) 1
Abs (×100) 13
2
1
2(6 ml)
2(9 ml) 2
15
3
1
3(9 ml) 3(17 ml) 3
19
18.5
2
4
6
8
10
0.5% 8-OH喹啉 (ml)
24 23 22
21 20 19 18
17 16 15
0
5
10
15
20
20mg/ml Sr2+ (ml)
从趋势图看试验指标与因素C,即释放剂锶盐的浓度 呈单调增长,因此增加锶盐浓度可能会使吸光度更 高,即灵敏度得到更大的提高。
以上就是一个完整的正交试验及直观分析的过程。 如果采用方差分析,其正交试验过程和前面的一致, 只是数据处理采用了方差分析法。
fT=n-1=9-1=8; fA=fB=fC=m-1=3-1=2 ;
fe=fT-fA-fB-fC=2 。
再次,计算平均差方和: 因素的平均差方和= 因素差方和 = Q因
因素的自由度 f因
试验误差的平均差方和= 试验误差差方和 = Qe 试验误差的自由度 fe
这样,计算得出的各因素及误差的差方和分别是:
20
4
2(7 ml)
1
2
3
22
5
2
2
6
2
3
7
3(10 ml)
1
3
1
29
1
2
17
3
2
21
8
3
2
1
3
19
9
3
3
2
1
19
这里看出A2B2C3的结果最好。 第四步,计算各因素平均试验指标以及极差:
A
B
C
D
K1
48
56
49
61
K2
68
63
56
53
K3
59
56
70
61
k1
16
18.7
16.3
20.3
k2
22.7
根据正交设计法的步骤:
第一步,明确试验目的和试验指标: 目的:用正交设计找出测定痕量铁的最佳试 验条件。 指标:吸光度,越大越好。
第二步,挑选必须考察的因素和合适的水平,
制定因素水平表;
因素-水平表
因素A
B
C
水平 1
酸度(1:1 0.5%8-羟基 20 mg/ml 锶
HCl)
喹啉

4 ml
3 ml
f
B
fe
33.4 5.30 6.3
QC
FC
QB
fC
Qe
f
B
fe
38.1 6.05 6.3
最后是显著性检验:
对不同置信度的临界F值可以从F表中查找。 F表在一般的数理统计书里都有。 对本例,在置信度分别为99%、95%、90% 以及75%(即a=0.01,0.05,0.10,0.25) 时的临界值分别是: F0.01(2,4)=18.00,F0.05(2,4)=6.94, F0.10(2,4)=4.32,F0.25(2,4)=2.00。
数据的方差分析:
首先计算各因素的方差和、总方差和以及试验误差 的方差和:
因素A的方差和如下计算:
同样:QB=10.9;QC=76.2;
总的方差和QT如下计算:
那么试验误差的差方和就可如下计算:
Qe=QT-(QA+QB+QC) =168.2-(66.9+10.9+76.2) =14.2
其次,计算自由度:
QA 33.4, QB 5.4, QC 38.1, Qe 7.1,
fA
fB
fC
fe
可以看出,B的平均方差和小于误差效应,因此可 以将其合并到误差效应中,用合并后的误差效应做 F检验,自由度变大,灵敏度更高 :
QB Qe 6.3, fB fe
然后计算各因素的F值:
QA
FA
QB
fA
Qe
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