第八章 不完全区组设计

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02第二章单因素实验设计方法08

02第二章单因素实验设计方法08
并且同时出现在同一区组内的次数相同。因此,任 何两种处理之间具有可比性。
r(k 1) /(t 1)
随机分配步骤
设计方案表 处理数=5,区组容量=3
区组
A
B
C
D 将E设计方案中
1



各配伍组随机
2


√ 分配给各试验
3

√ 单√位组;
4

√ 将√设计方案中
5


各√配伍组内的
6


√ 处理组随机分
Outline
完全随机设计(completely randomized design)
配对设计(paired design) 配伍组设计(randomized block design)
平衡不完全配伍组设计(balanced incomplete blocks design)
拉丁方设计(latin square design)
分析方法:随机区组的方差分析
(一)举例
例4、将16头动物按体重配成区组,随机分入4 个处理组。
(1)将16头动物称重后,按体重大小依次编号 为1,2,……,16,将体重相近的4头动物作 为一个区组。
(2)再从随机数字表中随机指定某行,例如第6 行第10列向下读取4个随机数39、74、00、99, 排列后的序号R为2、3、4、1,则第一个区组 处理为B、C、A、D,余类推。
抽取的 1 33 39 68 81 113 122 137 167 179 病例号
随机抽样的SAS程序
Data a; %Let n=10; /*sample sizes*/ Do i =1 to &n; x=ranuni(20090306); Y=int(x*190); Output; End; Proc print; Run;

生物统计学课件ch8考虑交互作用的实验设计

生物统计学课件ch8考虑交互作用的实验设计

Model: Full factorial
Tests of Between-Subj ects Effects Dep enden tV ariable: 丝裂霉素浓度 Type III Sum Source of Squares df Corrected Model 45.899a 11 Intercept 23.622 1 drug 5.026 1 time 9.855 2 organ 4.660 1 drug * time 4.847 2 drug * organ 9.843 1 time * organ 5.791 2 drug * time * organ 5.876 2 Error .066 48 Total 69.586 60 Corrected Total 45.964 59 a. R Squared = .999 (Adjusted R~ 15
泸白种
24 ~ 25
13 ~ 15
完全随机的三因素2×2×2析因设计
实例3:研究小鼠在不同注射剂量和不同注射频次下 药剂ACTH对尿总酸度的影响。问①A、B各自的主效 应如何?②二者间有无交互作用?
配伍组编号 1 2 3 4 1 2 3 4 1 2 3 4 日注射量 A A1 注射次数 B B1 (少) B2 (多) 33.6 33.0 37.1 30.5 34.1 33.3 34.6 34.4 33.0 28.5 29.5 31.8 29.2 29.9 30.7 28.3 31.4 30.7 28.3 28.2 28.9 28.4 28.6 30.6
1. 两个或以上处理因素的各处理水平间的均 数有无差异?即主效应有无统计学意义? 2. 两个或以上处理因素之间有无交互作用?
析因设计的实例
实例1:甲乙两药治疗高胆固醇血症的疗效(胆固 醇降低值mg),问①甲乙两药是否有降低胆固醇 的作用(主效应)?②两种药间有无交互作用

感官分析 方法学 平衡不完全区组设计

感官分析 方法学 平衡不完全区组设计

ICS 67.240XX XX中华人民共和国国家标准GB/T XXXX—202X/ISO 29842:2011感官分析方法学平衡不完全区组设计Sensory analysis - Methodology –Balanced incomplete block designs(ISO 29842:2011, IDT)(征求意见稿)202X- - 发布202X - - 实施国家市场监督管理总局发布国家标准化管理委员会前言 (II)1 范围 (1)2 规范性引用文件 (1)3 术语和定义 (1)4 平衡不完全区组设计原理 (1)5 数据分析 (3)5.1总则 (3)5.2评分数据的方差分析 (3)5.3顺序数据的Friedman秩和分析 (5)6 在感官评价中的应用 (6)附录A(资料性附录)不完全区组设计目录 (7)附录B(资料性附录)针对评分数据的平衡不完全区组设计示例 (15)附录C(资料性附录)针对顺序数据的平衡不完全区组设计示例 (17)参考文献 (19)本标准按照GB/T 1.1—2009给出的规则起草。

本标准使用翻译法等同采用ISO 29842:2011 《感官分析方法学平衡不完全区组设计》。

与本标准中规范性引用的国际文件有一致性对应关系的我国文件如下:——GB/T 10221—2012 感官分析术语(ISO 5492:2008,MOD)——GB/T 3358.1—2009 统计学词汇及符号第1部分:一般统计术语与用于概率的术语(ISO 3534-1:2006,IDT)本标准与ISO 29842:2011相比,订正了原文的错误,修正了原本中概念表述不够准确的部分,主要变化如下:——将3.2“重复(repetition)”的定义,与我国已颁布的等同采用ISO 3534-3的GB/T 3358.3—2009 《统计学词汇及符号第3部分:实验设计》中的术语相统一。

——在4“平衡不完全区组设计原理”中将“λ”的定义改为“每个样品对被评价的次数”。

试验设计:区组设计

试验设计:区组设计

平衡不完全区组设计, Balanced incomplete block design, BIB设计
(3)b v, r k.
处理数超过区组数的 BIB设计是不存在的。
附表9(P401)对 4 v 10, r 10 给出了一些BIB设计表。 附表使用方法见书本P90 例3.2.1,例3.2.2
j 1 b
,v
它们之间的差异受到区组间差异的影响,故按 传统的公式计算处理平方和已经不再适合,下 面用最小二乘法来获得SA ,为此先计算误差平 方和Se。
误差平方和Se可从最小二乘的剩余平方和获得:
Se min nij ( yij i j ) 2
i 1 j 1 v b
方差分析
一、区组是试验设计的基本原则之一。
几点注释
错误结 论是因 为没有 重视区 组设计 而造成 的!
二、把区组看成另一个因子,有争议。
三、随机效应问题
• 在实际中,处理效应和区组效应可能是随机的: 1)仅仅处理效应是随机的; 2)仅仅区组效应是随机的; 3)处理效应和区组效应都是随机的 这一类问题的处理将放在下一章“两因子试 验的统计模型”详细叙述。
统计模型及其参数估计
平衡不完全区组设计只适用于处理和区组 间无交互作用的试验问题。其统计模型是:
平衡不完全区组设计和随机化完全区 组设计模型相同,差别仅在于BIB设计中 不是每个区组都包含所有处理。
考虑到BIB设计是“不完全的”,不是 对所有(i,j)做试验,关联矩阵N会起到区分 作用。 下面先求处理效应i的最小二乘估计。
假如每个区组都包含着每个处理(区组大小正好等于处 理个数a),成为随机化完全区组设计。
若区组大小小于处理个数a,这样的设计被称为随机化 不完全区组设计。

不完全区组设计的缺点

不完全区组设计的缺点

不完全区组设计的缺点介绍不完全区组设计是一种常见的实验设计方法,用于研究不同因素对结果的影响。

它相对于完全区组设计而言,在实验过程中更加灵活,节省资源,并且能够考虑更多的因素。

然而,不完全区组设计也存在一些缺点,本文将对其进行探讨。

缺点一:样本不均匀由于不完全区组设计的特点,样本在不同的处理组中分配数量可能会不均匀。

这可能导致样本数量较少的处理组的统计结果不够可靠,从而影响研究结论的准确性。

例如,如果某一组中的样本数量较少,那么这个组的结果可能具有较大的随机误差,使得研究人员无法确定是处理效应还是随机误差造成的结果差异。

缺点二:处理效应难以确定由于不完全区组设计的特点,部分处理组中存在不同的处理组合,因此难以确定具体哪种处理导致了结果的变化。

例如,假设研究人员在不同的地区对某种新药进行测试,不同地区的环境条件和患者群体可能存在差异,这样就很难确定是药物本身的效果还是其他因素导致了结果的差异。

缺点三:结果解读复杂在不完全区组设计中,处理组之间存在一定的关联性。

这意味着结果的解读相对复杂,需要考虑处理组之间的交互作用以及各自的效应。

在解读结果时,研究人员需要进行更加复杂的统计分析,并且需要充分考虑实验设计中的复杂性,避免得出错误的结论。

缺点四:实验设计复杂相对于完全区组设计,不完全区组设计的实验设计过程更加复杂。

研究人员需要仔细考虑处理组的选择以及样本的分配,以确保实验的可靠性和有效性。

此外,不完全区组设计可能涉及到更多的因素,需要更加周密的计划和操作,以避免实验过程中的偏差和误差。

缺点五:处理组数量限制不完全区组设计的一个缺点是处理组的数量有一定的限制。

处理组数量的选取通常需要充分考虑实验可行性和资源限制,同时还需要保证足够的统计效应。

因此,在某些研究领域中,不完全区组设计可能无法涵盖所有需要考虑的因素,从而限制了其应用范围和实验的适用性。

总结不完全区组设计作为一种常见的实验设计方法,具有一些明显的优点,但也存在一些缺点。

第八章 单因素拉丁方设计

第八章 单因素拉丁方设计

第三节 拉丁方设计的优缺点 (一)拉丁方设计的主要优点
1、精确性高
拉丁方设计在不增加实验单位的情况下,
比随机单位组设计多设置了一个区组因素,能
将横行和直列两个单位组间的变异从实验误差
中分离出来,因而实验误差比随机区组设计小,
实验的精确性比随机区组设计高。 2、实验结果的分析简便
(二)拉丁方设计的主要缺点
b4

a2
9 48
a3
15 44
a4
19 48
a1
12 52
a1 35
a2 31
a3 56
a4 70
第一步:作统计假设
1) 处理水平总体平均数相等
H0 : 1 2 3 4
2) 无关变量(横行)的总体平均数相等
H0 : 1 2 3 4
五、实验工具
拉丁方格 标准型拉丁方 拉丁方块随机化
(一) 拉丁方 以 n 个 拉 丁 字 母 A, B, C……,为元素,列出一个 n阶方阵,若这 n个 拉丁方字母在这 n 阶方阵的每一行、 每一列都 出现、且只出现一次,则称该 n阶方阵 为n×n 阶 拉 丁方。
例如: A B B A B A A B
3) 无关变量(纵列)的总体平均数相等
H0 : 1 2 3 4
第二步:平方和及自由度的计算
SS总变异 = SS处理间 +SS处理内
= SS处理间 +(SSb+ SSc+ d f处理内
= d f A +(d f B + d f C +d fe)
在选定拉丁方之后,若是非标准型,则可 直接由拉丁方中的字母获得实验设计。若是标 准型拉丁方,还应按下列要求对直列、横行和 实验处理的顺序进行随机排列。

第八章 一般线性模型――General Linear Model菜单详解

第八章  一般线性模型――General Linear Model菜单详解

第八章一般线性模型――General Linear Model菜单详解请注意,本章的标题用了一些修辞手法,一般线性模型可不是用一章就可以说清楚的,因为它包括的内容实在太多了。

那么,究竟我们用到的哪些分析会包含在其中呢?简而言之:凡是和方差分析粘边的都可以用他来做。

比如成组设计的方差分析(即单因素方差分析)、配伍设计的方差分析(即两因素方差分析)、交叉设计的方差分析、析因设计的方差分析、重复测量的方差分析、协方差分析等等。

因此,能真正掌握GLM菜单的用法,会使大家的统计分析能力有极大地提高。

实际上一般线性模型包括的统计模型还不止这些,我这里举出来的只是从用SPSS作统计分析的角度而言的一些。

好了,既然一般线性模型的能力如此强大,那么下属的四个子菜单各自的功能是什么呢?请看:∙Univariate子菜单:四个菜单中的大哥大,绝大部分的方法分析都在这里面进行。

∙Multivariate子菜单:当结果变量(应变量)不止一个时,当然要用他来分析啦!∙Repeted Measures子菜单:顾名思义,重复测量的数据就要用他来分析,这一点我可能要强调一下,用前两个菜单似乎都可以分析出来结果,但在许多情况下该结果是不正确的,应该用重复测量的分析方法才对(不能再讲了,再讲下去就会扯到多水平模型去了)。

∙Variance Components子菜单:用于作方差成份模型的,这个模型实在太深,不是一时半会说的请的,所以我在这里就干脆不讲了。

出于模型复杂性、篇幅、应用范围及乱七八糟一系列的理由,当然主要是我懒得一一解释,我决定本章采用举例讲解的方式,及讲解一些常见的分析实例,通过这种方法来熟悉那些最为常用的分析方法。

对统计分析的数据格式不太熟悉的朋友,请一定先去看看统计软件第一课:论统计软件中的数据录入格式,会大有帮助的。

§8.1两因素方差分析下面的这个例子来自《卫生统计学》第四版,书还没有出来,大家先尝尝鲜。

高级生物统计学学习心得

高级生物统计学学习心得

高级生物统计学课程学习总结摘要:经过一学期对生物统计学的学习,我对生物统计学有了进一步的理解。

本文主要讲述了本学期学习生物统计之后,我对生物统计学的收获和体会。

关键词:生物统计学收获体会学习了黄老师讲授的《高级生物统计学》这门课程,我觉得自己又收获了不少。

经过一学期对生物统计学的学习,我对生物统计学有了进一步的理解。

虽说我的专业是课程与教学论,对生物统计学知识的运用较少,但我深信,于我自身,它将起到不可估量的作用。

下面主要谈谈我对这门课程的理解与感悟。

1.对生物统计学的认识1.1生物统计学的概念生物统计学是一门以概率理论为基础的,实际应用性非常强的综合性的学科。

它运用概率论与数理统计的原理和方法处理生物学中的各种数量资料,从而透过现象揭示生物学本质的一门科学,是科学研究与实践应用的基础工具。

它是研究如何搜集、整理、分析反映整体信息的数字资料,并以此为依据,推断总体特征,然后用生物学的语言加以描述的工具。

从生物统计学的概念我们不难看出,生物统计是要我们根据部分所反映出来的性质,推断总体的性质,在推断的过程中,不可避免的会有一定的出错概率,我们只是选择不同的分析方法将这一概率降到最低。

它不仅为我们提供了设计试验,获取资料的方法,还提供了整理资料,最后得出科学结论的方法。

因此,学好生物统计对我们以后设计试验,分析试验数据,得出科学而精简的结论有很大帮助。

1.2生物统计学的重要性统计学在生物学中的应用已有长远的历史,许多统计的理论与方法也是自生物上的应用发展而来,而且生物统计是一个极重要的跨生命科学各研究领域的平台。

随着基因组学、蛋白质组学与生物信息学的蓬勃发展,使得生物统计在这些突破性生物科技领域上扮演着不可或缺的角色。

,生物统计学在这些领域被广泛应用,并显得日益重要。

生物统计学是生物领域学生应具备的基本知识和素质,与生命活动有关的各种现象中普遍存在着随机现象,大到整个生态系统,小到核苷酸序列,均受到许多随机因素的影响,表现为各种各样的随机现象,而生物统计学正是从数量方面揭示大量随机现象中存在的必然规律的学科。

第八章单因素试验结果的统计分析[实践]

第八章单因素试验结果的统计分析[实践]

第八章单因素试验结果的统计分析•单因素试验指仅研究一个供试因素若干处理间的效应是否有显著差异的试验.•按试验设计的类型单因素试验可分为:•顺序排列试验•单因素完全随机试验•单因素随机区组试验•拉丁方试验第一节对比和间比试验的统计分析(自学)第二节完全随机试验设计的统计分析完全随机设计:是所有的处理和重复小区在整个试验空间完全随机排列的设计方法。

只满足试验设计三项基本原则中的重复和随机排列两项原则。

•如:k = 5,n = 3的完全随机排列示意图主要优点:对各处理的重复次数没有限制,可以相等也可以不相等不足之处:没有遵循局部控制原则,所以要求试验地较为均匀一致,不存在有明显方向性的肥力差异,一般不用于田间试验。

•根据每一处理的重复次数或重复的设计方法不同, 又分为:①组内观察值数目相等;②组内观察值数目不等的完全随机试验;③组内又可分为亚组的完全随机试验一、组内观察值数目相等的完全随机试验设计的统计分析组内观察值数目相等的完全随机试验是各处理重复次数相等的试验。

设有k个处理,每处理均有n个重复观察值,共设kn个观察值;其资料的数据结构模式类型见第7章表7.1。

其试验结果的方差分析方法列于表8.1。

表7.1 k个处理每处理n个重复观察值的完全随机试验数据符号表表7.1 nk个观察值的单向分组资料模式表8.1 组内观察值数目相等的完全随机试验的方差分析•〔例8.1〕研究6种棉花种子包衣剂对棉花生长的影响,设TW1为对照。

采用盆栽试验,各种子包衣剂处理播种5盆,完全随机设计。

出苗一定时期后测定棉花苗高(cm),其结果如下。

试检验各种子包衣剂与对照的棉花平均苗高差异显著性及各种子包衣剂棉花平均苗高间的差异显著性。

表8.2 6种棉花种子包衣剂的棉花苗高结果(cm)•解:已知:处理数k=6,重复次数n=5,共有kn=6×5=30个观察值。

•1、自由度及平方和的分解•总自由度df T = nk– 1 =6 × 5 – 1 =30 – 1 =29•处理自由度df t = k– 1 =6 – 1 =6 – 1 =5•误差自由度df e = df T–df t =29 – 5 =24或df e = n(k– 1) =6 ×( 5 – 1) =24 – 1 =23•矫正数总平方和SS T =Σx2-C=22.92+22.32+……+23.72-C=45.763处理平方和误差平方和SS e=SS T-SS t=45.763-44.463=1.3002、F 检验和列方差分析表统计假设H O:μ1= μ2=…= μ6;H A:μi不“全相等”(即至少有一个不等号)将上述计算的各项自由度、平方和、均方结果,按变异来源列出方差分析表(表8.5)。

08 施工组织设计(资源配置计划)

08 施工组织设计(资源配置计划)

第八章资源配置计划第一节主要材料设备供应计划钢筋混凝土需求计划序号材料名称及规格单位数量2016年2017年三季度四季度一季度二季度1钢筋t5983.81798.32991.9895.2328.42砼m355976.316365.725986.510854.62769.5商品砼供应商名录序号单位名称资质等级标准备注1二级2二级3二级4二级预制构件供应商名录序号单位名称4第二节周转材料配置与供应1.周转材料的配置原则周转材料的配置应遵循先调剂、后购置的原则。

周转材料在项目施工中是很重要的管理环节,为了减小在施工过程中产生的损耗,降低租金,达到节约成本的目标,在我司的管理措施中,对周转料运行新的管理制度,操作劳务需要参与到管理过程中,做到三方共同管理。

主要内容为操作劳务负责参与进、退料过程中对数量的清点,对质量进行确定验收,现场使用过程中收捡堆码和退料装车。

对周转物资计划、进退场、验收和使用过程全程进行管理。

2.周转材料配置计划根据施工部署、区域划分及施工进度计划,周转材料投入在地下室阶段分为A区、B 区、C区3个部分,在主体施工时分为1区、2区、3区、4区四个部分。

主要周转材料在结构施工时使用,本工程主要周转材料有钢管、扣件、木模板及铝合金模板、木方,安全立网、安全平网等周转材料。

其中主要的铝模板体系每栋塔楼投入1套,模板支撑体系每栋塔楼3套。

根据施工组织设计、施工进度计划和施工预算中的工料分析,编制工程所需材料用量计划,作好备料、供料工作。

根据材料需用量计划,做好材料的申请、订货和采购工作,使计划得到落实。

组织材料按计划进场,并按施工平面布置图作好存放和保管工作。

具体的周转材料配置计划如下表。

序号材料名称规格数量单位备注1木胶合板915x1830mm36000平方米2木枋50x100x2000mm1100立方米3脚手钢管Φ48.3x3.6mm550吨4扣件十字、接头、旋转170000只5顶托21000套6脚手板钢筋网片5000平方米7密目式安全网9000平方米8安全兜网1500平方米9对拉螺杆A1470000根10止水螺杆A144500根11槽钢A121000米铝模主要材料计划表序号材料名称单位数量1铝合金模板m248122可调支顶根24063飞镖子弹套866254螺杆根49205套管米32426胶杯个96247其他工具套三套说明:模板主系统为一套;楼板底、梁底支撑为三套3.周转材料保证措施序号名称内容1施工材料供应计划1、通过编制本工程的施工图预算,对工程施工所用工程材总量进行汇总,使用部门根据施工进度计划编制材料使用总计划、月计划,并于每月5日前向物资部门提交下月各种材料、设备需用计划,确定现场所需各种材料设备的最迟进场时间。

感官分析 方法学 平衡不完全区组设计-编制说明

感官分析 方法学 平衡不完全区组设计-编制说明

中华人民共和国国家标准《感官分析方法学平衡不完全区组设计》(征求意见稿)编制说明一、任务来源本国家标准列入国家标准化管理委员会国家标准制修订项目计划任务,项目名称《感官分析方法学平衡不完全区组设计》,编号“20193291-T-469”,由中国标准化研究院提出,定于2021年完成。

该标准由中国标准化研究院、浙江工商大学、江苏大学、中国茶叶学会、四川郎酒股份有限公司、北京工商大学、中国烟草总公司西南烟叶样品中心等单位的专家组成标准起草工作组共同完成。

二、目的意义与背景现状实验设计是逐步发展起来的一门应用统计学的分支学科,它是制定研究方案和分析实验方案的必要手段,感官分析是把“人”当仪器而开展的一项实验,涉及样品与人感知及人疲劳的问题。

在感官评价实验中,经常会遇到带有区组结构的实验。

其中,平衡不完全区组设计(Balanced Incomplete Blocks Design简称BIBD)作为一种析因试验设计,因其可以在被试对象数目受限的条件下进行试验设计,也能够避免刺激物使评价人员感官疲劳情况的出现,而被广泛应用于食品、饮料、烟草、化妆品等的感官品评实验中。

良好的平衡不完全区组实验设计,能最大限度的缩小随机误差的影响,提高实验效率,缩短实验周期,使实验的数据结果得到有效的统计分析,又能迅速、准确、科学地得到实验结论。

那么,如何设计合理的实验,并对实验进行随机化安排、数理统计和建模分析,是感官相关从业人员进行产品特征确定、品质改进、新产品研发、产品生产及交易标准建立等方面研究和应用时需解决的关键问题。

国际标准中,2011年颁布了ISO 29842:2011《感官分析方法学平衡不完全区组设计》在感官分析实验中的应用标准,并在国外得到了广泛的推广与应用。

然而,国内目前还未有平衡不完全区组设计相关的国家标准。

因此,本标准拟等同转化ISO 2011年颁布的标准ISO 29842:2011,建立《感官分析方法学平衡不完全区组设计》国家标准。

Fisher 试验设计三原则

Fisher 试验设计三原则

Q1=2×198-405=-9 Q2=2×192-406=-22 Q3=2×180-385=-25
– * Qi只反映了第i个处理组合的效应,而不包括其它处理和组 合的效应 • Σ Qi=0
• ③ 处理效应的估计量Ui计算
Q 第i处理的Q值 ui= 两处理相遇数 处理数 V
i
u1=195 1.8
• ① 同一处理所在区组“区组和”和计值TBj。 • TBi=所有包含第i个处理的区组相对应的区组指 标之和Bj相加 • 如TB1=包含处理A的所有区组之和相加 • =101+120+100+84=405
• Qi= 每一区组的处理数×该处理的指标和 一区组指标和。
• • •
Qi=KVi-TBi
② Qi计算
• Ti·= 种植第 i 个品种的所有区组的产量之和。 • T1·=22.8 + 22.2 + 23.5 + 22.3 + 23.7 = 114.5 同理, • Σ Ti·=kΣ R·j
ˆ V i
是经过校正后的品种小区平均数。
Q ˆ i y V i V Q U i i V
9 .5 ˆ 8.0966 7.31 如: V1 12
• • • • • • • • • • 设一水稻品比试验有6个品种(V=6),每区组包含3个品种 (k=3)。小区面积60尺2,试作平衡不完全区组设计 。 1)查表: 当V=6,K=3时,品种代号1,2,3,4,5,6。 则有V=6,K=3,r=5,λ =2,b=10的平衡不完全区组设计表。 2)平衡不完全区组设计表 : 区组1: 1,2,5 区组6: 2,3,4 区组2: 1,2,6 区组7: 2,3,5 区组3: 1,3,4 区组8: 2,4,6 区组4: 1,3,6 区组9: 3,5,6 区组5: 1,4,5 区组10:4,5,6

第8章2随机区组设计和析因设计资料的方差分析

第8章2随机区组设计和析因设计资料的方差分析

平均 a1-a2 0.156 0.060 0.132 0.034 0.144 0.047 0.024
单独效应是指其他因素水平固定时,同一因素不同水平的效应之差 主效应是指某一因素单独效应的平均值。 交互作用是指两个或多个因素间的效应互不独立的情形。如果A因 素的水平变化时,B因素的单独效应也发生变化,则认为AB两个因 素存在交互作用。
j k
2 S i Yijk j k
(40~ ) 24 28 24 25 30 131 39 42 36 42 40 199 41 45 40 40 35 201 24 25 30 26 23 128
1.心 脏 病
2.肿 瘤
3.脑 血 管 意 外
4.结 核 病
20 25 22 27 21 115 30 45 30 35 36 176 31 30 40 35 30 166 20 21 20 20 19 100 按 B 水 平 合 计
11
析因设计的4个实例
实例1:甲乙两药治疗高胆固醇血症的疗效(胆固 醇降低值mg%),问①甲乙两药是否有降低胆固 醇的作用(主效应)?②两种药间有无交互作用
甲药 用 用 64 78 80 28 31 23 乙药 不用 56 44 42 16 25 18
不用
完全随机的两因素2×2析因设计
12
实例2:白血病患儿的淋巴细胞转化率(%),问 ①不同缓解程度、不同化疗时期淋转率是否相同? ②两者间有无交互作用?
变异分解11111ssssssssssababn????????????????????????abab总误差abab总误差误差222111111111abnabnabnijkijkijkijkijkijkssyyabnyc????????????????????????????总21111banijkjikssycan???????????????b21111abnijkijkssycbn???????????????aababssssssssss????总误差21111abnijkabijkssycssssn????????????????ab19表993间护士进行家庭访视所花费的时间钟分钟因素bb组

minitab平衡不完全区组设计

minitab平衡不完全区组设计

minitab平衡不完全区组设计Minitab平衡不完全区组设计是一种实验设计方法,它在实验中使用的样品数量较小,可以减少实验的成本和时间,并在可控变量较多时有效地探索多个因素对响应变量的影响。

本文将对Minitab平衡不完全区组设计进行详细介绍。

一、Minitab平衡不完全区组设计的基本原理Minitab平衡不完全区组设计是一种多因素实验设计方法,它可以在不增加样品数量的情况下探讨多个因素对响应变量的影响。

该方法采用不完全区组设计,是指在每个处理组中只选取一部分可能的组合,因此有些组合没有被试验到,从而节约了实验成本和时间,并使得实验结果更为简洁。

该方法的基本原理是选取多个因素,通过对不同因素的组合进行实验,测量响应变量的变化,以确定哪些因素对响应变量有重要的影响。

在实验中,样品数量较少,每个处理组只包含部分可能组合,但是在多次实验的过程中,能够涵盖所有可能组合,从而保证了实验结果的准确性。

二、Minitab平衡不完全区组设计的优点和缺点Minitab平衡不完全区组设计的优点在于:1. 在相对较少的样品数量下,能够覆盖所有可能组合,并在不增加实验成本和时间的情况下探讨多个因素对响应变量的影响。

2. 可以在控制变量较多的情况下,有效地研究多个因素对响应变量的复杂影响,从而提高实验数据的可靠性和准确性。

3. 可以通过对实验结果进行整理和统计,发现影响响应变量的因素及其作用大小,从而优化生产工艺,提高产品质量。

Minitab平衡不完全区组设计的缺点在于:1. 使用不完全区组设计,未涵盖所有可能组合,因此在一定程度上会忽略一些因素的影响效应。

2. 对于与回归模型异质性相关的问题,Minitab平衡不完全区组设计无法得到准确的回归分析结果,需要进行其他较为复杂的实验设计。

三、Minitab平衡不完全区组设计的应用Minitab平衡不完全区组设计通常应用于测试多个因素对响应变量的影响,其应用领域非常广泛,包括但不限于以下几个方面:1. 医药领域:用于测试药物对疾病的治疗效果及药物副作用等。

生物统计-试验设计

生物统计-试验设计

以一个生物学例子为例
• 实验目的:摄食足以引起肥胖的高脂肪的大鼠和正常饮食 的大鼠相比,肝脏哪些基因的表达发生了变化?
• 实验设计中需要确定的问题: (1)实验方法:成对实验 (2)饲喂时间:12h(发现早期基因)
取样时间:早上7点 利用基因芯片测定基因表达量 (3)在每个时间点,需要多少大鼠肝脏样品呢?
(1)提出一系列问题,如天空是蓝色的?绿色的?黄色的? 红色的?
(2)测量中午时所有可见光的波长。 (3)得出结论:天空是蓝色的。
实验问题的合理解释(2)
• 天空真的是蓝色吗? (1)连续测量。30天,27天是蓝色,3天是灰色的(阴天) (2)显著性检验:差异显著 (3)认为,“天空是蓝色的”正确。
随机区组设计
随机区组设计
• 随机区组设计(randomized blocks design):指根据局部 控制和随机原则进行的,将试验单位按性质不同分成与重 复数一样多的区组(窝组),使区组内非试验因素差异最 小而区组间内非试验因素差异最大,每个区组均包括全部 的处理。区组内各处理随机排列,各区组独立随机排列。
定义术语
• 实验是根据问题或假说来进行的。 • 以“天空是什么颜色的?为例来讨论如何设计实验。 • 首先需要定义术语: (1)定义颜色为“可见光” (2)定义“天空”。例如,仪器是指向正上方还是指向水 平线的?还是其它。
时间进程
• 在时间上进行多次测量叫做时间进程。可以用于了解任何 特定的点上的测量是否具有代表性,以及在不同的条件下 系统是否会发生基础性变化。
实验问题的合理解释(3)
• 或许会有人有疑问。 • 因为他的测量从来没有在夜间进行,甚至,在正午以外的
时间也没有进行过。 • 所以, (1)我们还不能认为这个实验已经完整地回答了问题。如
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互补关联阵为:
0001111 0110011 0111100 1010101 1011010 1100110 1101001
互补设计
区组
1234567
A
*
*
*
*
B

C
*
*
*
*
*
*
*
*

D
*
*
*
*
E
*
*
*
*
F
*
*
*
*
G
*
*
*
*
这个设计的参数为 ν =7,b =7,k =4,λ =2.
原设计参数: ν=b =7, γ=k =3, λ=1。
ν
b
利用自然约束条件:∑τi = 0, ∑ β j = 0,可求得
i =1
j =1
μˆ =
yii N
=
yii
(8.2)
利用诸 βˆj 的方程消除诸 τˆi 的方程中的区组效应 βˆj 得
∑ ∑ γ
yii
+ γτˆi
+
b
nij
j =1
1 k ( yi j
− kyii

v i =1
nijτˆi )
=
yii
试验设计
第八章 不完全区组设计
主讲:蒋远营
随机化完全区组设计:每个区组包括全部处理 但是,在许多需要采用区组设计的实际场合,如:
缺少试验设备、工具等,或者 区组太少, 从而出现了在每个区组中不能包括全部处理而只能容纳部分 处理的情况: 例如,
在比较切削工具的试验问题中,假使每种硬度的试样(区组) 被分割为四段,则每段太短,不适于作切割试验。测量切割 速度,只能将试样分割为三段,每段用一种工具作切削试验。 这就是说,每个区组只能容纳三个处理。
Example 1
为了比较不同的喷射剂对农作物生长速度的影响,选用 4种喷射剂(分别记作A, B, C, D) , 4个批次,但每种原料的 批次只能供3种喷射剂做试验。这个试验问题的如下设计方 法就是一个平衡不完全区组设计。
这个设计用下述表格表示更加清晰
区组
1234
A* *
*
处B
***
理C
*
*
*
方差分析
对于平衡不完全区组设计,方差分析要检验统计假设:
H0 :τ1 = τ 2 = = τ v = 0, ↔ H1 :τ1, ,τ v不全为零.
为了检验这个假设,将总偏差平方和
作如下分解:
∑ ∑ SST = i
设计的充分必要条件是:k =ν , λ = γ = b.
【例11]
为了比较4台机器(A, B, C, D)对各台机器产 品的平均切割厚度的影响,选用4种材料做 试验,但每批材料只够3台机器做试验,由 于不同批次对平均切割厚度也有影响,故 采用平衡不完全区组设计。设计的方法和 试验数据如下:
设计的方法和试验数据
不完全区组设计是不存在的,因为这里
γ -λ=7-2=5 不是完全平方数。 Ex7 : 参数ν = b = 46,γ = k =10,λ = 2的对称平衡
不完全区组设计也是不存在的,因为这里
γ -λ=10-2=8 不是完全平方数。
Th4(Fisher定理)对称的平衡不完全区组设 计的任何两个区组恰好有 λ 个处理是相同的。
i = 1,..., v,
b
b
b
∑ ∑ ∑ 利用 nij2 = nij = γ,i ≠ t时 nijntj = λ,可将上述v个方程化简
j =1
j =1
j =1
∑ ∑ γ
(1

1 k
)τˆi

λ
k
τˆt
t≠i
=
yi i

1 k
b
nij yi j ,
j =1
i = 1,..., v.
∑ Qi
=
yi i
材料(区组)
1 2 3 4 yi.
A 73 74
71 218
机器 B
75 67 72 214
(处理) C 73 75 68
216
D 75
72 75 222
y.j
221 224 207 218 870
为了估计诸处理效应,先由式(8. 3)计算调整的处理总和: 再用式(8. 5)可求得诸处理效应的估计值如下:
区组
123456
A*
**
处 B* *
*
理C
**
*
D
**
*
这个设计的参数为ν=4,b =6, γ=3,k =2, λ=1。
区组
1234
A* *
*
处B
***
理C
*
*
*
D*
**
这个设计的参数为ν=b =4, γ=k =3, λ=2。
Def2:若一个平衡不完全区组设计满足 b =ν (从而 λ = k ),则称它为对称的平衡不完全区 组设计。
( ) ⎪⎨诸 εijiid N 0,σ2
(8.1)
∑ ∑ ⎪⎪约束条件:ν
⎪⎩
i=1
τi
= 0,
b j=1
βj
= 0.
第j个区组的效应
要指明的是数据总数是bk = γν N
对 不 同 的 i, 相 应 的 下 标 j的 取 值 是 不 同 的
我个人的理解:Model

( ) ⎪⎪⎪⎨诸yijnij
导出设计与原设计参数间的关系为:
ν **=ν − k,b**=b −1,k**=k - λ, γ **=γ ,λ**=λ.
第2节 BIB设计的统计分析 Statistical analysis for BIB design
Model
第i个处理的效应

⎪⎪yij = μ+τi +βj +εij i,=1,2, ,ν; j =1,2, ,b;
111010 011101 100111
剩余设计:
区组
1234567
A

B
C

D
E
F
G
*
*
*
*
*
*
*
*
*
*
*
*
这个设计的参数为: ν* * =3,b * * =6,γ* * =4,k * * =2,λ* * =2。
原设计参数:ν =b=7,γ =k = 4,λ=2.
导出设计参数:ν **=3,b**=6,k**=2,γ **=4,λ**=2.

1 k
b
nij yi j ,
j =1
(8.3)
第i个处理的调整总和
等于:未调 整总和减去 包含此处理 的所有区组 总和的均值
于是诸 τˆi 估计的最小二乘正规方程组为:
⎧⎪γ (1
⎪ ⎪⎪−
λ
⎨k

1 k
)τˆ1

λ
k
τˆ2

τˆ1
+
γ
(1 −
1 k
)τˆ2
... − − ...
λ
k

τˆv =
=
Qi
i =1,2,...,v.⎫⎪ ⎬
而γ (k −1) = λ(ν −1)
⎪⎭
τˆi
=
k

Qi
,
i = 1,..., v.
(8.5)
Theorem 1
平衡不完全区组设计的参数满足:
(1) bk =νγ 。 (2) γ (k −1) = λ(ν −1) 。
(3)平衡不完全区组设计成为随机化完全区组
Definition 1
将ν个处理安排于b个区组的一种试验设计方法 称为一个平衡不完全区组设计。若它满足下列三个 条件: (1)每个区组包含k个不同处理(k称为区组的大小)。 (2)每个处理在γ个不同的区组中出现行(γ称为处理 的重复数)。 (3)任何一对处理在λ个不同的区组中相遇(λ称为相 遇数)。
互补设计 导出设计 剩余设计
Example8
区组
1234567
A
*
*
*

B
*
C
*

D
*
*
*
*
*
*
*
E
*
*
*
F
*
*
*
G
*
*
*
这个设计的参数为ν=b =7, γ=k =3, λ=1。
其关联阵为:
1110000 1001100 1000011 0101010 0100101 0011001 0010110
D*
**
区组
1234
A* *
*
处B
***
理C
*
*
*
D*
**
ν = 4(处理的个数)
区组
1234
A* *
*
处B
***
理C
*
*
*
D*
**
b = 4(区组的个数)
区组
1234
A* *
*
处B
***
理C
*
*
*
D*
**
k = 3(区组大小)
区组
1234
A* *
*
处B
***
理C
*
*
*
D*
**
γ = 3(重复次数)
μ : ∑ ∑ ⎧⎪nμˆ + γ ν τˆi + k b βˆ j = y..,

i =1
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