正交實驗設計原理-

1、正交實驗設計1 .概述任何生產(chǎn)部門，任何科學實驗工作，為達到預期目的和效果都必須恰當?shù)匕才艑嶒灩ぷ?，力求通過次 數(shù)不多的實驗認識所研究課題的基本規(guī)律并取得滿意的結果。例如為擬定一個正確而簡便的分析方法，必 然要研究影響這種分析方法效果的種種條件，諸如試劑濃度和用量、溶液酸度、反應時間以及共存組分的 干擾等等。同時，對于影響分析效果的每一種條件，還應通過試驗選擇合理的范圍。在這里，我們把受到 條件影響的反系方法的準確度、精密度以及方法的效果等叫做指標；把試驗中要研究的條件叫做因素；把 每種條件在試驗范圍內(nèi)的取值（或選取的試驗點）叫做該條件的水平。這就是說我們常常遇到的問題可能 包括多種因素，各種

2、因素又有不同的水平，每種因素可能對分析結果產(chǎn)生各自的影響，也可能彼此交織在 一起而產(chǎn)生綜合的效果。正交試驗設計就是用于安排多因素實驗并考察各因素影響大小的一種科學設計方法。它始于1942年,之后在各個領域里都得到很快的發(fā)展和廣泛應用。這種科學設計方法是應用一套已規(guī)格化的表格正交表來安排實驗工作，其優(yōu)點是適合于多種因素的實驗設計，便于同時考查多種因素各種水平對指標的影響 通過較少的實驗次數(shù)，選出最佳的實驗條件，即選出各因素的某一水平組成比較合適的條件，這樣的條件 就所考查的因素和水平而言，可視為最佳條件。另一方面，還可以幫助我們在錯綜復雜的因素中抓住主要 因素，并判斷那些因素只起單獨的作用，那些

3、因素除自身的單獨作用外，它們之間還產(chǎn)生綜合的效果。數(shù) 理統(tǒng)計上的實驗設計還能給出誤差的估計。2 .試驗設計的基本方法1 .1 全面試驗法正交設計的方法，首先應根據(jù)實驗的目的，確定影響實驗結果的各種因素， 選擇這些影響因素的試驗點， 進而擬出實驗方案，之后按所擬方案進行實驗并對實驗結果作出評估。必要時再擬出進一步的實驗方案， 使實驗工作更趨完善，所得結果也更為可靠。如在研究某一顯色反應時，為選擇合適的顯色溫度、酸度和顯色完全的時間，可作如下的試驗安排。首先確定上述三因素的實驗范圍：顯色溫度：2535c（溫度以 a表示）酸濃度：0.40.6mol/l（酸濃度以b表示）顯色時間：1030 min（時

4、間以c表?。┢浯未_定每種因素在上述實驗范圍內(nèi)各取的水平數(shù)（如各取三個水平）。因素a的三個水平分別以 a1, a2, a3表??；因素b的三個水平分別以 bi, b2, b3表?。灰蛩豤的三個水平分別以 c1, c2, c3表??；然后將顯色試驗的因素、水平列為下表。.因素abc水平溫度（t/c）酸濃度 （c/moll-1）時間（t/min）1250.4102300.6203350.630這是一個三因素三水平的試驗問題，對這樣的試驗工作可做如下的安排aibicia2bicia3biciaibic2a2bq2a3bq2aibic3a2bq3a3bq3aib2cia2b2cia3b2ciaib2c2a2

5、b2c2a3b2c2aib2c3a2b2c3a3b2c3aib3cia2b3cia3b3ciaib3c2a2b3c2a3b3c2aib3c3a2b3c3a3b3c3即三因素水平的試驗共 27種組合（33=27）,按上組合方式做完27次試驗后自然可得出在所確定的因素和水平下的最佳顯色條件。這種全面試驗的方法，對事物的內(nèi)部規(guī)律剖析得十分清楚，但卻費時費事。假如我們還需要對實驗精密度，對試驗誤差的大小做出估計，則每一試驗至少應重復一次。即應做 54次實 驗。如果在討論六因素而每種因素均取5個水平時，則全面試驗的數(shù)目是56= 15625次，這里還未包括為了給出誤差估計所需的重復試驗次數(shù)，顯然這是難以付

6、諸實施的。當考察的因素，水平數(shù)越多，在試驗中所有可能的搭配也更多，要逐個地進行試驗，顯然是不可能的。這就提出了合理地設計和安排試驗的問題。提出了通過較少量的試驗次數(shù)以獲得理想的實驗條件取得最佳 的試驗效果，并對試驗結果做出科學評估的問題。對于上述試驗，一種習慣的試驗方法是簡單比較法。2 .2簡單比較法這種方法首先固定因素 a、b為某一水平（如 ai、bi）,改變c以獲得在ai- bi時c的最佳水平（設 為c2,在其下以-”）。ciaibi j c2然后固定a為ai, c為c2,改變b以獲得在ai. c2時b的最佳水平（設為 b3）biaic2 j b23再固定b為b3, c為c2,改變a以獲得

7、在b3、c2時的最佳水平（設為 a2）o廣b3c2 t a2a3這樣可以認為a2b3c2為較佳的顯色條件，即簡單比較法經(jīng)過9次試驗也能獲得較佳的試驗條件，但卻 存在以下缺點：2.1.1 當各因素之間交互影響較大時 ,a2b3c2不認為是最佳試驗條件。2.1.2 它未能保證三因素中任何兩因素的不同水平之間相碰一次因而上不均衡的，它提供的信息也是不 豐富的。2.1.3 在不做重復試驗的情況下，不能給出誤差的估計。如何保持這種方法試驗次數(shù)少的優(yōu)點而又能避免上述缺點呢，可采用正交設計的方法來解決。在這9次試驗中實際上有兩次試驗是在相同條件下的重復試驗（aib3c2和aib3c2）,所以只有7次屬不同條

8、件下的實驗，另一方面還可看出各因素、 各水平出現(xiàn)的機會是不均衡的， 其中ai、c2各出現(xiàn)了 7次; b3、ci各出現(xiàn)了 4次；而a2、a3、ci、c3、b2卻只出現(xiàn)了一次，顯然，它們的出現(xiàn)的機會是很不均衡的。簡單比較法認為最佳的分析條件是a2b3c2,但在試驗過程中 c2是在aibi條件下與ci和c3相比，是最佳的一個條件水平，至于因素a、b取其他水平時是否也得出同樣的結論，卻未做過實驗，也不能得出同樣的結論，故上述的條件不能視為最佳的顯色條件，而只能是最佳條件的一種估計 。導致上述幾種問題的原因是簡單比較法中各因素各水平的搭配不是均衡分散 的，只能在同一批試驗中做單因素比較，而在不同批數(shù)的試

9、驗之間卻無法進行比較。3 . 3正交設計法試驗設計是數(shù)理統(tǒng)計中的一個重要內(nèi)容，正交設計 是利用預先編制好的正交表來合理的安排多因素試驗，以便通過少量的試驗次數(shù)來獲得滿意的結果，同時對試驗數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析?，F(xiàn)在對三因素三水平的試驗做如下的安排，首先只考慮a、b兩因素，起全面實驗應作9次，如下表所不。a7bib2b3aia1b1a1b2a1b3a2a2b1a2b2a2b3a3a3b1a3b2a3b3這時兩因素的三水平相互各碰一次，它反映的情況全面，現(xiàn)在將因素c考慮進去，也同樣希望在任何兩個因素的不同水平之間各相碰一次而有不增加試驗的次數(shù)，可做如下按排c、ba -b1b2b3、a1a1b1c1a1b

10、2c2a1b3c3a2a2b1c2a2b2c3a2b3c1a3a3b1c3a3b2c1a3b3c2按上表安排的9次試驗與簡單比較法相比，試驗次數(shù)相同但卻克服了簡單比較法的不均衡性，a的每個水平和b、c的三個水平分別各碰一次， b的每個水平和 a、c的三個水平分別各碰一次，對 c也是類似 的情況。即三因素中 任何兩因素的不同水平均相碰一次 因而試驗是均衡的，上述 9次試驗可視為三因素三 水平的全面試驗的代表。為了書寫方便，上述試驗設計可簡化為下表：c、ba123112322313312表中右下角部分的每一行和每一列中，1, 2, 3正好各出現(xiàn)一次，我們把具有這樣的性質(zhì)方塊叫拉丁方，在排這種方塊時

11、常用拉丁字母，故有拉丁方之稱。3正交設計法的基本特征4 . 1均衡分散性在正交設計的試驗安排中，各因素之間的搭配是均勻的，這種因素間搭配的均勻性試驗點分布的均衡性成為正交設計的均衡分散性?；蛘哒f，正交試驗設計把各試驗條件均衡地分散在排列完全的水平組合 之中，是之更具有代表性，更易于通過最少的試驗次數(shù)來尋求最佳的試驗條件，正交設計的這種性質(zhì)，可 以從試驗結果的平均值中消除由于非均衡所引起的誤差 ，有利于提高測定結果的可靠信。3.2 整齊可比性正交試驗設計中，各因素各水平之間不僅搭配均勻，而且變化很有規(guī)律。在考慮某因素的每一水平的試 驗中，其他各因素各水平出現(xiàn)的次數(shù)都相同，所作的貢獻也認為是一致的

12、。這樣在比較各因素的每一水平對指標生產(chǎn)的影響時，就能最大限度地排除其他因素的干擾，突出本因素的作用，也就將各因素的效應清 楚地加以區(qū)別并估計其大小，這就是正交試驗設計的整齊可比性。在數(shù)學上把均衡分散性和整齊可比性稱為正交性，凡具有這特性的試驗設計方法都稱為正交設計法。正 是由于正交試驗設計最大限度地排除了其他因素的干擾并消除了非均勻分散性可能造成的誤差，因而只要 比較因素各水平的試驗指標的平均植，就能估計各因素對試驗指標的影響大小，這在后面將作具體的介紹。3.3兩拉丁方的疊合在上述三因素三水平的基礎上，如果還需同時考慮第四個因素 d,且因素d也取三個水平（d1, d2,d3）,那么能否在不增加

13、試驗次數(shù)而又能保持前述的要求呢？這首先應將d的三個水平拼成拉丁方，其次d的拉丁方和c的拉丁方不一樣。 對于前著，是使 d也能與a、b均衡搭配；對于后者，是使 d與c之 間也能均衡，既無重復，又無遺漏。若用（1）, （2）, （3）表示d的三個水平，而 d的拉丁方與c的拉丁方相同時，其 9次試驗安排為：c(d)*12311(1)2(2)3(3)22(2)3(3)1(1)33(3)1(1)2(2)這時a、b和d間是均衡的搭配，但 c和d的搭配卻不均衡，c的（1）水平和d的（1）水平相碰三次 而不與d的（2）、（3）水平相碰，c的其他水平也有類似的情況。所以上述的試驗安排是不妥的，當試驗 的結果表明

14、c的（1）水平最好，而在 c取（1）水平時總是伴隨著 d的（1）水平的出現(xiàn)，自然也可以認 為是d的（1）水平也最好，導致 c和d的作用混雜。改進上述試驗設計時， 只需使d的拉丁方和c的拉 丁方不同，兩拉丁方具有均勻的搭配。按此原則可作如下的設計：c、db1231231 (1)2 (3)2 (2)3 (1)1 (3)3 (3)1 (2)2 (1)3 (2)這時d的三個水平組成的是拉丁方，它和 a、b及c之間的搭配都是均衡的，d的每一水平和c的1、2、3水平各碰一次，c的每一水平也和 d的（1）、（2）、（3）水平各碰一次，既無重復，也無遺漏?，F(xiàn)將c、d兩個拉丁方疊合在一起，就獲得上述的試驗設計，

15、習慣上把具有這種性質(zhì)的兩個拉丁方叫正交拉丁方。1(1)2(2)3(3)2(3)3(1)1(2)3(2)1(3)2(1)一(2) (3) (3)(2) (2) (3) (1)1正交拉方設計因其搭配均衡，在分析試驗數(shù)據(jù)時可以把每個因素的作用剖析得十分清楚而不致混雜，同時還可簡便地尋求到最優(yōu)的測量條件，達到預期的效果。第一部分正交試驗結果的直觀分析1 .正交表及其使用1.1 正交表它是一種預先編制好的表格，根據(jù)這種表可合理安排試驗并對試驗數(shù)據(jù)作出判斷。對于前述的三因素三水平試的設計安排，可采用 l9 (34)正交表來完成。l9 (34)表見表1.表1 l9 (34)正交表水平試獎事,一陳|(列號)

16、工1234111112122231333421235223162312731328321393321表lg (34)讀作l 934,符號l表示正交表，l右下角的數(shù)字“9表示此表有9行，即需安排9個 實驗，括號內(nèi)數(shù)字的指數(shù)“4表示有4歹u,即最多能安排四個因素；括號內(nèi)數(shù)字的底數(shù)“3裳示每個因素取三個水平。表頭的列號是置放試驗中的因素(因素常記為 a、b、c、d)，表中列號1、2、3、4是在 不考慮交互作用時最多可置放四個因素(因素少于四時，可只用其中幾列)，表的左側(cè)為試驗號，表內(nèi)的1、2、3是因素在試驗中應分別取的水平，故稱作水平號。l9 (34)正交表可解決四因素(或少于四因素)的三水平試驗設

17、計問題，是一種較為簡單的正交表。當試驗因素及所取水平數(shù)更多時，則應選擇其它種類的 正交表，如 l16 (45)、l27 (313)、l25 (56)、l16 ( 42x29)等，其中 l (42 x29)表示作 16 個試驗，可安兩 個四水平的因素和9個二水平的因素。1.2 .正交表的選擇選擇正交表時可考慮以下幾點：(121) 根據(jù)試驗目的確定要考查的因素，如對試驗的變化規(guī)律有大致的了解，有把握判斷出影響試驗效果的主要因素，可少取些因素，也可多取些因素，總之不能將主要影響因素漏掉。(122) 確定各因素的變化范圍和水平數(shù)，每個因素的水平數(shù)可以相等，也可以不等 ，一般地說，重要因素或者特別希望詳

18、細考查的因素，其變化范圍可寬些水平數(shù)可多些，其余的因素所取水平數(shù)則可少些。(123) 根據(jù)試驗者進行試驗時一次能平行完成的試驗次數(shù)而選擇正交表。(1.2.4 )選用正交表除考慮因素水平及試驗條件外，還應考慮對試驗結果精度的要求。當對試驗結果的 精度要求高時，宜取試驗次數(shù)多的正交表，試驗費用貴或試驗周期長的，可取試驗次數(shù)少的正交表。當存 在交互作用時，應選用具交互作用的正交表。| 一般情況下，若因素全為二水平時， 可選用l4 (23)、l8 (27)、 l16 (215)等正交表；因素全是三水平時，可選用 l9 (34)、l18 (27)、l27 (318)等正交表；若因素全為 四水平的，可選用

19、 l16 (45)正交表；因素全為五水平的則選用l16 (45)正交表。當因素取不同水平時，一方面可采用下面即將介紹的擬水平法，一方面可直接套用l8(4 x*28)、l(3 x28)、l16 (4 x212)、l化(42凌9)等混合水平正交表。在三水平實驗種選l18 (27),其中2水平所在的列，不做安排。三水平因素可在其它7列選用。1.3 正交試驗的工作程序及幾點說明在選擇所需要的正交表后，將已確定的因素放置在表的任意列上，并把每一列的1、2、3填入具體水平，即得出試驗方案。今仍以前述三因素三水平的顯色反應為例，其試驗方案如下表所示。表:三因素三水平正交試驗表水平淤素123a (t/oc)b

20、 (mol/l)c(t/min)試驗結果試驗號i1 (25)1 (0.4)1 (10)21 (25)2 (0.5)2 (20)31 (25)3 (0.6)3 (30)42 (30)1 (0.4)2 (20)52 (30)2 (0.5)3 (30)62 (30)3 (0.6)1 ( 10)73 (35)1 (0.4)3 (30)83 (35)2 (0.5)1 ( 10)93 (35)3 (0.6)2 (20)表中每一橫行表示一次試驗及進行該試驗時所取的條件，按上安排作完實驗后并將所測結果填入最后一列內(nèi)，至于試驗結果的分析，將在以后再作討論。上面的試驗設計表未考慮因素之間的交互作用，故選用l9 (

21、34)正交表，三因素在表上所處的列可任意選擇而且可將因素的次序進行交換。如在1、2、3列可依次排列a、b、c三因素，也可安排為 a、c、b三因素，在把因素及水平排入正交表后而獲得一張試驗設計表，這過程叫表頭設計。l9 (34)表所安排的9次試驗，不一定按表上的試驗號碼排列，也可按抽簽的方法來決定，這樣處理是為了減少試驗中由于先后 掌握不勻所帶來的影響，但對有些試驗，其次序卻不宜隨意變更。對于每個因素的水平并不一定總是由小到大(或由大到小)按順序排列，一般采用隨機化方法來處理， 即對部分因素的水平作隨機的排列。1.4 常用的正交表1.4.1 三因素二水平正交表正交表為l 4 ( 23),表頭設計

22、為：試驗號列號12311112122321242211.4.2七因素二水平正交表正交表為l 8 (27),表頭設計為:一列號試驗號123456711111111211122223122112241222211521212126212212172211221822121121.4.3更多因素二水平的正交法正交表為l12 (211)、l16 (215),前者的表頭設計為:列號 試驗號1234567891011111111111111211111222222311222111222412122122112512212212121612221221211721221122121821212221112

23、92112221221110222111122121122121211122221121212211.4.4四因素三水平正交表正交表為lg (34),表頭設計在前已述及，當為三因素時，此三因素可在表頭上占取任意三列，如三因素 三水平在選用lg (34)時，表頭設計可為：試驗號列號1231111212231334213522162327312832393311.4.5七因素三水平正交表正交表為l18 (37),表頭設計為:試驗號1234567111111111121222222131333333142112233152223311162331122173121323183232131193313

24、2122101133221211121133221213221132132123132214223121321523123212163132312217321312321833212312*:若把二水平的列1排進l18(37)表中，便得到混合型 l18 (21鄧7)表。更多因素的三水平正交表可選用 l27 (313)、l36 (313)正交表。1.4.6五因素四水平正交表正交表為l16 (45),表頭設計為:試驗號列號12345111111212222313333414444521234622143723412824321931342103243111331241234213134142314

25、4231415432411644132更多因素的四水平，可選用 l32 (49)正交表。1.4.7六因素五水平正交表正交表為l 25 (56),表頭設計為:123456實驗”111111121222223133333414444451555556212345722345182345129245123102512341131352412324135133352411434135215352413164142531742531418431425194425312045314221515432225215432353215424543215255543212 .二列間交互作用正交表二列間指兩因素之間

26、（因為因素占歹u）2.1 交互作用正交表除能對因素的主效應進行考查外，有時還能簡便地考查各因素之間的交互作用并給出交互效應的大小。所謂交互作用，是指在某些試驗中，不僅因素自身對實驗結果產(chǎn)生影響，而且因素之間產(chǎn)生協(xié)同的影響這種協(xié)同作用叫交互作用。如考查氮肥（n）和磷肥（p）對豆類增產(chǎn)效果，可在四塊土質(zhì)情況基本相同的土地上做四個試驗，試驗中施肥情況及產(chǎn)量如表所示.表：氮肥.磷肥對豆類產(chǎn)量的影響試驗號n 量（m/kg）p 量（m/kg）產(chǎn)量（m/kg）100200230215302225432275由表知，單施氮肥3kg增產(chǎn)豆類15kg;單施磷肥2kg增產(chǎn)豆類25kg;同時施加了 3kg氮肥和2kg

27、磷，豆 類增產(chǎn)量不是把兩種肥料單獨使用時增產(chǎn)豆類量的加和，而是增產(chǎn)了75kg,說明兩種肥料對豆類增產(chǎn)起了協(xié)同的效果，這種作用叫氮肥和磷肥的交互作用，以 nxp表示。對于其它的因素，則記作因素1x因素2,或 ax b、ax c 等。2.2 二列間交互作用正交表試驗設計時，要考慮各因素間有無交互作用，這既可從專業(yè)本身加以判斷，也可對一定的試驗方案下的 實驗數(shù)據(jù)經(jīng)統(tǒng)計分析來加以確定。在常用正交表中，有的只能考查因素本身的效應，不能用以考查因素間 的交互作用；有的則可以分析因素間的交互作用，很多正交表都附有相應的二列間的交互作用表。在作表 頭設計時，若不考慮因素間的交互作用，則因素置那一列上可任意選取

28、，若因素間存在交互作用，則因素的置放要根據(jù)一定的規(guī)則，應利用有交互作用的表來設計表頭。今以 l8 (27)正交表來安排具有二列間交 互作用的試驗工作時，可由表 2對因素及交互列在表頭中所處的列號作出安排。表2: l8 (27)二列間交互作用表號列1 (a)2(b)3(a*b)4(c)5(a*c)6(b*c)71(a)(1)3254762(b)(2)167453(a*b)(3)76544(c)(4)1235(a*c)(5)326(b*c)(6)17表2中最上一行和最左側(cè)一列數(shù)字以及括號(呈對角線)內(nèi)的數(shù)字是列號，其余數(shù)字均為交互作用的列號。對于三因素a.b.c而言，先將因素a.b置放在表的第1、

29、2歹u,則a和b相交的位置上的數(shù)字為 3。即a*b應置放在第3列上，再將因素c置放于第4歹u,則a和c相交位置上的數(shù)字是 5, b和c相交位置 上的數(shù)字是6,這樣a和c及b和c的交互作用列應分別為第5列和第6歹u。如果考查時還有第四個因素d,并將它置放于第6歹u,根據(jù)上表可得如下的表頭設計。列號1234567因素abc*da*bcb*da*cdb*ca*d這樣的設計中，雖有 b和cxd、c與bx d、d與bxc的混雜，但如果已知 b、c、d之間的交互作用很 小。故不致影響試驗結果的分析，仍可進引因素a、b、c及交互作用axb、axc及axd的考查。如果要對四個因素及其兩兩之間的交互作用都作全面

30、的考查，不允許上述存在的幾種混雜，故此時不能選用l8( 27)表，而選用l16 (215)二列向的交互作用表，見表 3。表3: li6 (215)二列向的交互作用表號列123456789101112131415123456789101112131415(1)3(2)21(3)567(4)4761(5)74523(6)654321(7)9101112131415(8)81110131215141(9)11891415121323(10)109815141312321(11)1314158910114567(12)12151498111054761(13)151213101189674523(14

31、)1413121110987654321(15)這樣，對于四因素的表頭設計為:列號123456789101112131415因素abaxbcaxcbxcdadbxdcxd表3中，d未置入第7歹限原因是d置于7列后，axd應置第6列，導致與bxc的混雜。對于五因素。二水平的試驗，在同時考慮各因素之間的交互作用時，因五因素自身及它們之間的兩兩交互作用共有15項，仍可用l16 (215)二列間交互作用表，其表頭設計為:列號12345678因素aba*bca*cb*cd*ed列號9101112131415因素a*db*dc*ec*db*ea*ee如果考查一個四因素三水平的問題，在只考慮因素主效應時，選

32、用l8 (27)正交表，讓因素順序上列，水平對號入座，填寫好試驗方案并按此安排進行實驗。若同時考慮交互作用的影響，仍以選用l8 (27)二列向交互作用表為宜，在填寫試驗方案時，只需列出交互作用列僅不填水平取值，仍按l8 (27)表的安排作完八個實驗，并將測得值填入表中，既可考察四因素各自的主效應，同時也能考察它們兩兩的交互作用 效應。示例如下：今考查影響某化合物產(chǎn)量的四個主要因素，每個因素取兩個水平，其值為:水平因素a t/cb t/hc反料配比d攪拌速度1a1 80b1 2ci 1/1di慢2a2 100b2 3c2 1.5/1d2快在不考慮因素間的交互作用時，試驗按下表安排進行:試驗號因素

33、abcd1111121122312124122152112621217221182222當同時考慮交互作用的影響，但又根據(jù)已有的經(jīng)驗估計這些交互作用并不明顯時，仍選用l8 (27)二列間的交互作用表，其表頭設計為：列號1234567a xba xcb xc因素abcdc xdb xda xd在此情況下，每個因素的作用可以分析清楚，而交互作用都混雜在一起，只是由于交互作用很小，不必 單獨頒出來，這樣的處理對結果不致產(chǎn)生明顯的影響。如 ax b、ax c、ax d如果不需對各因素的交互作用作全面的考查而只討論其中影響較大的幾個交互作用,則表頭設計為:列號1234567因素bcdacx da xbb

34、 xda xcb xcax d設計中雖有一些混雜，但因 cx d、bxd、bxc卻很小，不致影響結果分析。若需全面考查四因素及其兩兩的交互作用。則選用li6 （215）二列交互作用表，其表頭設計為:11列號1234567 891012141513aabaxbixcx因素abcdxbccddd根據(jù)已有的經(jīng)驗，因素 a、b、c之間交互作用，而攪拌速度d與這些因素間的交互作用可予忽略，這樣就成為研究四個因素和三個交互作用中，何者對產(chǎn)量影響較大、何者影響較小并進而尋求有利于提高化 合物產(chǎn)量的條件選擇問題。這時應選擇至少有七列的二水平正交表l8 （27）,其表頭設計為：列號1234567因素abax b

35、cax cbx cd表頭設計好后，再按正交試驗的基本方法，列出如下試驗方案。列號因素at/cb t/ca xbc配比a xcb xcd試驗號123456711(80)1(2)11(1/1)111( 4s)21(80)1(2)12(1.5/1)222 （快）31(80)2(3)21(1/1)122 （快）41(80)2(3)22(1.5/1)211( 4s)52(100)1(2)21(1/1)212 （快）62(100)1(2)22(1.5/1)121( 4s)72(100)2(3)11(1/1)221( 4s)82(100)2(3)12(1.5/1)112 （快）綜上所述，可知正交表是安排多因

36、素試驗的一種有用的工具，在應用時不得將主要影響因素遺漏，必要 時傾向于多考查一些因素， 因為有時增加12個考查的因素不一定會增加試驗次數(shù)或者說增加工作量并不 大。在采用三水平以上的正交表作試驗后，可根據(jù)試驗結果作圖，找出不同水平的變化趨勢，為以后的試 驗提供有益的信息。所以在不遺漏合理值的前提下，可把各因素的取值范圍稍取寬些，在此范圍內(nèi)取的水 平數(shù)也不宜多，以免選用試驗次數(shù)多的正交表而增加試驗工作量。如果先用水平數(shù)少的正交表作實驗，以 從多個因素中挑選出主要因素后，再于下一批試驗中對已挑選出的主要因素進行的細致考查。在一般化學分析中，三因素之間的交互作用通?？梢院雎裕槐貑为氃僮骺疾?，讓其混雜

37、在試驗誤差之 中。因交互作用不是具體因素，也就不存在水平問題，無須專門增加試驗工作來判斷它的影響。3 .正交試驗結果的直觀分析正交試驗結果的直觀分析由選定的正交表安排試驗并按試驗方案完成試驗記錄各次試驗的結果，再按一定步驟分析試驗結果。試驗結果分析方法有兩種，一種是直觀分析法；一種為方差分析法。直觀分析法是一種常用的結果分析法，它簡便直觀，計算工作量小，但不能給出試驗誤差的估計，也就無法得知分析結果的精度。3.1 不考慮交互作用的單指標正交實驗的結果分析對于只考慮因素的主效應而忽略因素間的交互作用時，正交試驗結果的分析，可從下面幾個例子說明：例1:研究某萃取分離過程的萃取效率，選擇了如下的因素

38、和水平萃取溫度(a) : 15 (a 25 (a2萃取時間(b) : 3min (b。.、 5min(b2)兩相體積比(c) : 1/1(c1)、2/1(c2)鹽析劑用量(d):1g/25ml(d1)、2g/25ml(d2)試判斷在不考慮交互作用的情況下各因素的影響并尋求最佳的萃取條件。解：此題屬四因素二水平問題，可選用 l8 (27)正交表，在表頭設計中將因素a、b、c、d分置于1、2、4、7歹u,并將因素的各水平代入，按正交表安排做完八次試驗，所得結果記錄于表的末列。abcd試驗結果yi (%)試驗號12471153118621532/12953155129141552/119452531

39、29162532/11967255118382552/1288如果從八次試驗結果的萃取效率 yi來看，可認為a2b1c2d1為最佳條件。實際上，為獲得正確的結論，應 對所測數(shù)據(jù)作科學的分析。首先將測得數(shù)據(jù)進行綜合比較，找出對yi有明顯影響的因素，進而判斷它取什么水平對試驗產(chǎn)生最佳的效果。為便于綜合比較，可先從每個因素的不同水平的比較著手，在八次試驗中，由于每一次試驗都是在 不同條件下進行的，故無比較的基礎，只有將所測八個數(shù)據(jù)適當?shù)丶右越M合，才能找到某種可比性正交設計的綜合可比性。以因素a為例，a的1水平 a1出現(xiàn)在表的試驗號1-4號，這四次試驗的萃取效率的平均值為ai=4 y/y2 y3 y4

40、 =91.5%a的2水平a2出現(xiàn)在表的試驗號5-8號，四次試驗的萃取效率的平均值為y8 =89.5%由于在ai條件下的四次試驗中，因素b、c、d皆取遍了兩種水平，且兩種水平出現(xiàn)的次數(shù)相同，均為二次。同樣在a2條件下的四次試驗中,b、c、d也都取遍兩種水平，且均為二次。這樣對于a2條件下的四次試驗來說，雖然其它條件b、c、d在變化，但這種變化是平等的或均衡的，即a1與a2之間的差異反映了兩個水平的不同影響，所以a1與a2就是有可比性了a1 - a2=91.5-89.5=2)0可以認為因素a取a1水平時優(yōu)于取a 水平，根據(jù)同樣的理由比較因素b、c、d的兩種水平的效果，可得如下各式：1一-bi =4

41、 yiy2y5y6 =92.0 %ib2 =4 y3 y4 y7 y8 =89.0 %-i_一.ci =4 yi y3y5 y7 = 87.75 %一 ic2 =4 y2y4y6y8= 93.25%一 idi =4 yiy4y6y7= 89.75%一i一一一 一一d2 ) y2 y3y5 y8 = 9i .25 %以上各項計算的結果可列在正交表的下方abcd試驗結果y(%)試驗號、i234567i2345678iiiiii22i2i2i22i2ii22i2i22ii222286959i949i968388ki36636835i359k2358356373365k產(chǎn)與9i.592.087.758

42、9.75卜2=手89.5 89.093.259i.25r = ki - k22.03.0-5.5-i.5表中k1表示正交表中每列的i水平所對應的數(shù)據(jù)之和，k1、為其平均值；k2表示正交表中每列的2水平對應的數(shù)據(jù)之和,k2為其平均值，r叫極差，是每列兩水平平均值之差。ra - ai - a2 -91.5 -89.5 -2.0rb = bi - b2 = 92.0 -89.0 =3.0rc =c-c2 =87.75 93.25= -5.5rd =5-區(qū)=89.75-91.25 75由差值的正負知因素a取 a1比 a 好；因素b取 b比b2好；因素c取 c2比cl好；因素dd2比di好，所以在不考慮

43、交互作用的情況下，選擇a1b1c2d2進行萃取是最為合適的。另一方面a、b、c、d四因素各自對萃取效率的影響是不同的，這種影響的大小具體表現(xiàn)在該因素的不同水平對應的平均萃取效率之間的差異大小。從表上的極差植 r絕對值知，因素c的兩個水平所導致的萃取效率 的差異最大，即c的影響是最大的，其次是因素 b、a,影響最小的是因素 d。當然，在試驗范圍改變后, 上述結論也可能發(fā)生變化。例：為提高某產(chǎn)物的產(chǎn)率，考查可溫度、反應時間、壓力和溶液濃度四個因素的影響，每個因素取三個水平，取值如下(其中因素 a的三個水平作了隨機處理)：水平因素溫度y時間h壓力p，/ m pa濃度c /為mol11401.50.2

44、00.5021202.00.250.7031302.50.301.00解：試驗是四因素三水平問題，可選用l934 118(2父37)l27(313博正交表，如果由于試驗條件的限制，則選用試驗次數(shù)少的l9(34醫(yī)，將因素順序上列，水平對號填入!按正交表的安排作完九次試驗，結果記錄于表的右側(cè)，而對結果所作的初步運算記錄于表的下面部分。1234產(chǎn)率 (%)實驗號、因素abcd1111128.02122233.03133340.54212336.55223114.56231232.07313233.08321345.59332132.5ki101.597.5105.575.0k283.093.5102.098.0z=295.5k3111.0105.088.0122.5ki, 333.832.535.225.0k2上327.731.034.032.7z9= 32.8k3337.035.029.340.8r =k maxk min9.34.05.915.8表中數(shù)據(jù)表明最佳反應條件是 a3b3c1d3,這時可得最高的產(chǎn)率。當然，這是所說的最佳反應條件是各因素所取水平值的范圍內(nèi)得出的結論，當水平取值范圍改變后，最佳反應條件也可能改變。另一方面，這里 所得的最佳水平組合，并不包括在已做的九次試驗中，為了