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(2)-正交试验数据方差分析和贡献率分析

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)

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

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

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

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

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

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
析
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

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。
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性,平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益,请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间:9:00-18:30)。
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
盐
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