一次回归正交设计二次回归正交设计二次回归旋转设计Word文档格式.docx
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35
55
4
变化间距
5
10
编码公式
X1=(Z1-35)/5
X2=(Z2-55)/5
X3=(Z3-4)/2
X4=(Z4-30)/10
选择L8(27)正交表
因素x1,x1,x3,x4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
3
7
8
9
11
Bj=∑xjy
aj=∑xj2
bj=Bj/aj
Qj=Bj2/aj
393
可建立如下的回归方程。
Y=+++x3+
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
x1
x2
x3
x4
x1x2
回归
剩余
失拟
<
误差e
总和
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>
的项,根据实际需要决定是否剔除。
3、失拟检验
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=++++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=2m=23=8,m0=1,查表得γ=。
(2)确定因素的上、下水平,变化间距以及对因子进行编码
编码
Z1/(mL/kg物料)
Z2
/
h
Z3
℃
+γ
18
24
48
+
12
16
-
-γ
22
Δi
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)/=(mL/kg)
Δ02=(24-16)/=(h)
Δ03=(48-35)/=(℃)
(3)列出试验设计及试验方案
试
验
设
计
实
施
方
案
x0
香精用量/(mL/kg)
着香时间/h
着香温度/
13
14
15
试验结果的统计分析
建立回归方程
回归关系的显著性测验。
平方和(SS)
自由度(df)
均方(MS)
显著程度
<1
ns
*
x1x3
x2x3
x12
**
x22
x32
总变异
方差分析表明,总回归达到显著水平,说明本食品的加香试验与所选因素之间存在显著的回归关系,试验设计方案是正确的,选用二次正交回归组合设计也是恰当的。
除x1和x22以外,其余各项因子基本达到显著或极显著,说明香料用量、着香时间、着香温度与这一食品的加香有显著或极显著关系。
本试验设计的因素、水平选择是成功的。
在这种回归正交试验中,第一次方差分析往往因为误差(剩余)自由度偏小而影响了检验的精确度。
并且由于回归正交试验计划具有的正交性,保证了试验因素的列与列之间没有互作(即没有相关性)存在,因此我们可以将未达到以上显著水平的因素(或者互作)剔除,将其平方和和自由度并入误差(剩余)项,进行第二次方差分析,以提高检验的精确度。
第二次方差分析结果见下表:
()
第二次方差分析表明,总回归及各项因素均达到显著或极显著水平,说明这一食品加香与试验因素之间存在极显著的回归关系,其优化的回归方程为:
本试验由于m0=1,故不能进行失拟检验,这是试验的一个缺陷。
如果取m0=4,对试验进行失拟检验,则本试验将更为圆满。
二次回归旋转设计
对乳酸发酵的产酸条件进行优化试验,采用二次回归旋转设计对盐浓度、糖浓度、发酵温度和发酵时间进行试验。
因素水平表
盐浓度
糖浓度
发酵温度
发酵时间
/%
/℃
/h
+2
+1
44
36
-2
设计方案及结果
处理号
含酸量
yα
%
17
19
21
23
25
26
27
28
29
31
根据计算
建立回归方程
回归方程的显著性检验
变异原因
平方和SS
自由度df
均方MS
F值
x1
x2
x3
x1′
x2′
x3′
x4′
误差
通过回归方程检验,回归系数检验,失拟检验,可以看出,回归达到极显著水平。
说明本试验设计及分析效果都很好,各因素间显著与不显著也很分明。
因此没有必要做二次回归方差分析,可直接将F<1的回归系数去掉而得到含酸量与各因素间的回归方程为:
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