一次回归正交设计、二次回归正交设计、二次回归旋转设计
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一次回归正交设计
某产品的产量与时间、温度、压力和溶液浓度有关。实际生产中,时间控制在30~40min,温度控制在50~600C,压力控制在2*105~6*105Pa,溶液浓度控制在
20%~40%,考察Z
1~Z
2
的一级交互作用。
因素编码
Z j (x
j
) Z
1
/min Z
2
/o C Z
3
/*105Pa Z
4
/%
下水平Z
1j
(-1)30 50 2 20
上水平Z
2j
(+1)40 60 6 40
零水平Z
0j
(0)35 55 4 30 变化间距 5 5 2 10
编码公式X
1=(Z
1
-35)/5 X
2
=(Z
2
-55)/5 X
3
=(Z
3
-4)/2 X
4
=(Z
4
-30)/10
选择L8(27)正交表
因素x
1,x
1
,x
3
,x
4
依次安排在第1、2、4、7列,交互项安排在第3列。
试验号X0 X1(Z1) X2(Z2) X3(Z3) X4(Z4) X1X2 Yi
1 1 1 1 1 1 1 9.7
2 1 1 1 -1 -1 1 4.6
3 1 1 -1 1 -1 -1 10.0
4 1 1 -1 -1 1 -1 11.0
5 1 -1 1 1 -1 -1 9.0
6 1 -1 1 -1 1 -1 10.0
7 1 -1 -1 1 1 1 7.3
8 1 -1 -1 -1 -1 1 2.4
9 1 0 0 0 0 0 7.9
10 1 0 0 0 0 0 8.1
11 1 0 0 0 0 0 7.4 Bj=∑
xjy
87.4 6.6 2.6 8.0 12.0 -16.0
aj=∑
xj2
11 8 8 8 8 8
bj = Bj
/aj
7.945 0.825 0.325 1.000 1.500 -2.00
Qj = Bj2
/aj
393 5.445 0.845 8.000 18.000 32.000
可建立如下的回归方程。
Y=7.945+0.825x1+0.325x2+x3+1.5x4-2x1x2
显著性检验:
1、回归系数检验
回归关系的方差分析表
变异来源
SS 平方和 Df 自由度 MS 均方 F 显著水平
x 1 5.445 1 5.445 76.25 0.01
x 2 0.845 1 0.845 11.83 0.05
x 3 8.000 1 8.000 112.04 0.01
x4 18.000 1 18.000 252.10 0.01
x1x2 32.000 1 32.000 448.18 0.01
回归 64.29 5 12.858 180.08 0.01 剩余 0.357 5 0.0714 失拟
0.097
3
0.0323
0.25
<1
误差e 0.26 2 0.13
总和 64.647 10
经F 检验不显著的因素或交互作用直接从回归方程中剔掉,不必再重新进行回归分析。
2、回归方程的检验 进行此项检验时,通常对F 值小于等于1的项不进行检验,直接从回归方程中剔除,对经检验而α>0.25的项,根据实际需要决定是否剔除。
3、失拟检验
Lf Lf Lf Lf e e e MS SS df F MS SS df ==
由回归系数的检验,回归方程的检验,失拟检验可以得出,
产量 y 与各因素之间的总回归关系达到显著,回归方程拟合效果较好。
回归方程的变换
将各因素的编码公式代入,得
Y=-162.05+4.57z1+2.87z2+0.50z3+0.15z4-0.08z1z2
二次回归正交设计
某食品加香试验,3个因素,即 Z1(香精用量)、 Z2(着香时间) 、 Z2(着香温度)
(1) 确定γ值、 mc 及 m0 。
根据本试验目的和要求,确定 mc= 2 m = 2 3= 8 , m0 =1 ,查表得γ=
1.215。
(2)确定因素的上、下水平,变化间距以及对因子进行编码(γ代表上限和下限-晶)
编码Z1/(mL/kg物
料)
Z2 / h Z3/ ℃
+γ182448
+ 116.9422.645.7
0121635
- 17.069.424.3
-γ6822
Δi 4.94 6.610.7
计算各因素的零水平:
Z01 =(18+6)/2=12 (mL/kg)
Z02 =(24+8)/2=16 (h)
Z03 =(48+22)/2=35 (℃)
计算各因素的变化间距:
Δ01 =(18-12)/1.215=4.94 (mL/kg)
Δ02 =(24-16)/1.215=6.6 (h)
Δ03 =(48-35)/1.215=10.7 (℃)
(3)列出试验设计及试验方案
试验号
试验设计实施方案x0x1x2
香精用量/(mL
/kg)
着香时间
/h
着香温
度/ ℃
111116.9422.645.7 211-116.9422.624.3