機(jī)械工程專業(yè)的試驗設(shè)計與數(shù)據(jù)處理課程.doc

機(jī)械工程專業(yè)的試驗設(shè)計與數(shù)據(jù)處理課程-作者：-日期：試驗設(shè)計與數(shù)據(jù)處理專業(yè)：機(jī)械工程 班級：機(jī)械11級專碩 學(xué)號：S110805035 姓名：趙龍第三章：統(tǒng)計推斷3-13 解：取假設(shè)H0：u1-u20和假設(shè)H1：u1-u20用sas分析結(jié)果如下： Sample Statistics Group N Mean Std. Dev. Std. Error - x 8 0.231875 0.0146 0.0051 y 10 0.2097 0.0097 0.0031 Hypothesis Test Null hypothesis: Mean 1 - Mean 2 = 0 Alternative: Mean 1 - Mean 2 = 0 If Variances Are t statistic Df Pr t - Equal 3.878 16 0.0013 Not Equal 3.704 11.67 0.0032由此可見p值遠(yuǎn)小于0.05，可認(rèn)為拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為2個作家所寫的小品文中由3個字母組成的詞的比例均值差異顯著。3-14 解：用sas分析如下： Hypothesis Test Null hypothesis: Variance 1 / Variance 2 = 1 Alternative: Variance 1 / Variance 2 = 1 - Degrees of Freedom - F Numer. Denom. Pr F - 2.27 7 9 0.2501由p值為0.25010.05（顯著性水平），所以接受原假設(shè)，兩方差無顯著差異第四章：方差分析和協(xié)方差分析4-1 解： Sas分析結(jié)果如下：Dependent Variable: y Sum of Source DF Squares Mean Square F Value Pr F Model 4 1480.823000 370.205750 40.88 F c 4 1480.823000 370.205750 40.88 F Model 11 82.8333333 7.5303030 1.39 0.2895 Error 12 65.0000000 5.4166667 Corrected Total 23 147.8333333 R-Square Coeff Var Root MSE R Mean 0.560316 22.34278 2.327373 10.41667 Source DF Type I SS Mean Square F Value Pr F m 2 44.33333333 22.16666667 4.09 0.0442 n 3 11.50000000 3.83333333 0.71 0.5657 m*n 6 27.00000000 4.50000000 0.83 0.5684 Source DF Type III SS Mean Square F Value Pr F m 2 44.33333333 22.16666667 4.09 0.0442 n 3 11.50000000 3.83333333 0.71 0.5657 m*n 6 27.00000000 4.50000000 0.83 0.5684由結(jié)果可知，在不同濃度下得率有顯著差異，在不同溫度下得率差異不明顯，交互作用的效應(yīng)不顯著。4-4 解：(1) 不用協(xié)變量做方差分析由分析結(jié)果可知，花的品種、溫度和兩者的交互作用對鮮花產(chǎn)量的影響都是不顯著的。(2) 引入?yún)f(xié)變量作方差分析由分析結(jié)果可見，引入?yún)f(xié)變量后，v、m、和x對鮮花產(chǎn)量的影響都是顯著地。第五章: 正交試驗設(shè)計5-3 解:用L9（34）確定配比試驗方案:試驗方案 因素試驗號ABCD1234567891（0.1份）112（0.3份）223（0.2份）331（0.3份）2（0.4份）3（0.5份）1231231（0.2份）2（0.1份）3（0.1份）2313121（0.5份）2（0.3份）3（0.1份）312231以1號條件為例，表中四個數(shù)值的組成比為：A：B：C：D=0.1：0.3：0.2：0.5配比方案中，要求各行四個比值之和為1。在1號條件中，四種數(shù)值分別是 其余實(shí)驗條件可按照相同方法得出。第六章： 回歸分析6-6 解：（1）作線性回歸分析結(jié)果如下：由分析結(jié)果得回歸方程為：由p值都小于0.1可知，每項都是顯著的，方程也是顯著的。（2）由分析結(jié)果可知，在a=0.05下，僅有x3和x1應(yīng)當(dāng)引入方程。故所求方程為：6-9 解：分析結(jié)果如下：Dependent Variable: y Stepwise Selection: Step 1 Variable t9 Entered: R-Square = 0.3473 and C(p) = 175.7517 Analysis of Variance Sum of Mean Source DF Squares Square F Value Pr F Model 1 76.24389 76.24389 7.45 0.0163 Error 14 143.28371 10.23455 Corrected Total 15 219.52760 Parameter Standard Variable Estimate Error Type II SS F Value Pr F Intercept 8.22980 1.38618 360.74949 35.25 F Model 2 147.46551 73.73276 13.30 0.0007 Error 13 72.06209 5.54324 Corrected Total 15 219.52760 Parameter Standard Variable Estimate Error Type II SS F Value Pr F Intercept 18.33483 2.99803 207.32264 37.40 F Model 3 167.42492 55.80831 12.85 0.0005 Error 12 52.10268 4.34189 Corrected Total 15 219.52760 Parameter Standard Variable Estimate Error Type II SS F Value Pr F Intercept 19.49941 2.70837 225.06452 51.84 F 1 t9 1 0.3473 0.3473 175.752 7.45 0.0163 2 t13 2 0.3244 0.6717 84.4265 12.85 0.0033 3 t5 3 0.0909 0.7627 60.2727 4.60 0.0532由結(jié)果可知，y=19.49941+0.00163+0.00728-2.193056-10 解：（1）散點(diǎn)圖如下：可以采用Logistic擬合此數(shù)據(jù)。（2）用Logistic模擬結(jié)果為： Dependent Variable y Method: Gauss-Newton Sum of Iter b c a Squares 0 3.7180 2.0000 21.0000 1124.1 1 3.6408 1.8493 14.8393 570.9 2 3.5475 1.6684 14.9977 534.7 3 3.4704 1.5208 15.2362 499.4 4 3.4046 1.3963 15.4814 464.3 5 3.3469 1.2887 15.7348 429.2 6 3.2955 1.1943 15.9985 394.1 7 3.2491 1.1107 16.2735 359.1 8 3.2069 1.0360 16.5601 324.4 9 3.1684 0.9691 16.8579 290.5 10 3.1331 0.9091 17.1660 257.6 11 3.1008 0.8551 17.4829 226.3 12 3.0712 0.8067 17.8067 196.8 13 3.0442 0.7632 18.1349 169.7 14 3.0195 0.7242 18.4653 145.1 15 2.9971 0.6892 18.7951 123.1 16 2.9768 0.6580 19.1220 104.0 17 2.9584 0.6300 19.4438 87.4241 18 2.9420 0.6050 19.7586 73.4129 19 2.9272 0.5827 20.0648 61.7148 20 2.9140 0.5628 20.3610 52.0895 21 2.9023 0.5450 20.6464 44.2826 22 2.8920 0.5291 20.9203 38.0422 23 2.8828 0.5149 21.1822 33.1304 24 2.8748 0.5021 21.4319 29.3307 25 2.8679 0.4907 21.6693 26.4509 26 2.8618 0.4804 21.8946 24.3243 27 2.8566 0.4711 22.1078 22.8087 28 2.8522 0.4628 22.3094 21.7843 29 2.8484 0.4553 22.4995 21.1514 30 2.8453 0.4486 22.6787 20.8276 31 2.8428 0.4425 22.8472 20.7456WARNING: Step size shows no improvement. WARNING: PROC NLIN failed to converge. Estimation Summary (Not Converged) Method Gauss-Newton Iterations 31 Subiterations 29 Average Subiterations 0.935484 R 0.653053 PPC(c) 0.012486 The NLIN Procedure Estimation Summary (Not Converged) RPC . Object 0.00394 Objective 20.74557 Observations Read 15 Observations Used 15 Observations Missing 0 NOTE: An intercept was not specified for this model. Sum of Mean Approx Source DF Squares Square F Value Pr F Regression 3 3245.5 1081.8 625.77 1（ii）內(nèi)收縮，0（iii）收縮，01（3）新單純形各點(diǎn)坐標(biāo)B(2，4，3)，A(1.5，3，3.5)，C(2.5，2.5，2.5)，D”（3，3.5，2）。第十章：析因試驗設(shè)計10-4 解：分析結(jié)果如下：經(jīng)分析可知，在a=0.05的情況下，一次項均不顯著，二次項、交互項均是顯著的。第十二章：多指標(biāo)綜合評價概論12-4 解：記,其中優(yōu)等品10件，一等品30件，二等品40件，20件三等品，所有標(biāo)準(zhǔn)分依次是，查標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)表得到標(biāo)準(zhǔn)分依次是：-1.64，-0.67，0.25；1.28；第十三章： 主成分分析法和因子分析法ppt第一題解：利用SAS軟件進(jìn)行主成分分析主要輸出結(jié)果如下：要求累積方差貢獻(xiàn)率85%，所以取前三個作為主成分即可，Prin1=0.476650x1+0.472808x2+0.423845x3+0.055034x8Prin2=0.295991x1+0.277894x2+0.377951x3+0.272736x8Prin3=0.104190x1+0.162983x2+0.156255x3 -0.891162x8第一主成分，各項數(shù)值彼此相差不大，表示各單項指標(biāo)對綜合的經(jīng)濟(jì)效益起著相當(dāng)?shù)淖饔茫虼说谝恢鞒煞挚梢岳斫鉃槿婺芰C合指標(biāo)；第二主成分，指標(biāo)x4的系數(shù)明顯比其它的指示系數(shù)大，而且系數(shù)為正，表明第二主成分主要由x4決定；第三主成分，指標(biāo)x8的系數(shù)明顯比其它的指示系數(shù)大，而且系數(shù)為負(fù)的，表明第三主成分主要是反應(yīng)與x8相反的指標(biāo)。排序結(jié)果為如下：第十四章：模糊綜合評價14-1 解：單指標(biāo)評價結(jié)果歸一化處理得：權(quán)向量a=(0.30 0.25 0.15 0.20 0.10)aR=(0.1333，0.4833，0.2223，0.1611)（1）根據(jù)最大隸屬度原則0.48333所對應(yīng)的評語為一般。根據(jù)秩加權(quán)平均原則，用1、2、3、4分別代表差、一般、良好、優(yōu)，A=10.1611+20.2223+30.4833+40.1333=2.588得A=2.2588，即位于一般與良好之間，且該食品一般偏良。（2）1000.1611+800.2223+600.4833+400.1333=68.2245評分值