工程統(tǒng)計學(xué)實驗指導(dǎo)書

1、中國礦業(yè)大學(xué)礦業(yè)學(xué)院實驗報告課程名稱姓 名工程統(tǒng)計學(xué)實訓(xùn)班級日期教師_實驗報告實驗、實驗?zāi)康腗INITAB的根本操作、描述統(tǒng)計與區(qū)間估計1?了解MINITAB的根本命令與操作、熟悉 MINITAB數(shù)據(jù)輸入、輸出與編輯方法2. 熟悉MINITAB用于描述性統(tǒng)計的根本菜單操作及命令；3. 會用MINITAB求密度函數(shù)值、分布函數(shù)值、隨機變量分布的上下側(cè)分位數(shù)；變量 累積數(shù)、實驗準(zhǔn)備1.2.均值均值標(biāo)準(zhǔn)誤參閱教材求出頻程統(tǒng)計頻數(shù)分布;采用的命令以上數(shù)據(jù)的頻率直方圖統(tǒng)計S>根本統(tǒng)計量 > 描述性統(tǒng)計;P241卩調(diào)整均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值下四分位數(shù) 中位數(shù)246 ；統(tǒng)計S>圖表 >直方

2、圖；三、實驗內(nèi)容1.測量100株玉米代的單株產(chǎn)里單位:百克，記:錄女口下100個數(shù)據(jù)4.53.32.73.22.93.03.8 4.12.63.32.02.9 3.13.43.34.01.61.75.02.83.73.5 3.93.83.52.62.7 3.83.63.83.52.52.82.23.23.02.9 4.83.01.62.52.0 2.52.42.95.02.34.43.93.83.43.3 3.92.42.63.42.3 3.21.8 3.93.02.54.73.34.02.13.5 3.13.02.82.72.5 2.13.02.43.53.93.83.04.61.5 4.0

3、 1.81.54.32.42.3 3.33.43.63.43.54.02.33.43.71.9 3.94.03.4圖表柱狀圖；計算 > 概率分布> 二項/正態(tài)/ F / t. 請求出以下統(tǒng)計量：樣本數(shù)，平均值，中位數(shù)，截尾平均數(shù)，樣本標(biāo)準(zhǔn)差，樣本平均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，最大值，最小值，第1、3個四分位數(shù)C1 100 3.14600.08063.1400 0.8065 1.50002.5000 3.2000變量上四分位數(shù)最大值C1 3.8000 5.0000所有數(shù)據(jù)內(nèi)的百分比比分百單株產(chǎn)量直方圖出初步分析。640T力2.2°名員工的收入，求出工資總額，平均工資等，并作部門根本工資獎

4、金分紅O丄 O O O115°8°O8°°13°O O5O8°13°O O5O8°丄 O O O1,004O8°丄 O O O1,004O8°13°°O O5O8°丄 O O O18 ° °O9°丄 O O O1O O5O9°13°°O O5O8°丄 O O O1,004O8°丄 O O O1,00419°13°°O O519°丄 O O O18

5、° °19°丄 O O O1O O519°13°°O O519°丄 O O O1,00419°丄 O O O1,004111。°15O O519°丄 O O O1O O518°12 ° °C ° °6nzAi粧叢魚廿組可迭、魚描述性統(tǒng)計：根本工資，獎金，分紅均值標(biāo)變量N N*均值準(zhǔn)誤標(biāo)準(zhǔn)差最小值下四分位數(shù)中位數(shù)根本工資 20 0 870.017.980.1 800.0800.0 900.0獎金20 0 1150.040.7 182.1 1000.

6、01000.0 1000.0分紅20 0 520.029.6 132.2 400.0400.0 500.0變量上四分位數(shù)最大值根本工資900.0 1100.0獎金1300.0 1500.0分紅500.0 800.0均值為2540平方砂廣H豐缺尖加IT缺失他玦尖-u平方曲閃Jr ry r合 訃i lia壯 I將箔果存緒往同球助 I確走如 戦酒 I縣示廂述性統(tǒng)計昂3、產(chǎn)生一個F貴0分10分布，并畫出其圖形4、用MINITAB訓(xùn)菜單命令求 Xa2 9分布的雙側(cè)0.05分位數(shù) 框差 和均值 LJ- VJ XJT存淮c竝小0.9 J帝九奩量3 : 6a 20 1 7T： “a 4o 3晟丿光cr rrr

7、腹差一XffiE 1 *將拮果耳蚌在 進16-PIPQ嵇囲|I' 工|* 劇護噌尊 曹申右驢藥E取消入 VIJ口選耳每J.I實驗二MINITAB的圖形分析、實驗?zāi)康??了解MINITAB的圖形分析方法；2. 熟悉MINITAB用于各種圖形分析、實驗準(zhǔn)備1. 參閱教材?工程統(tǒng)計學(xué)?2. 采用的命令：P241 ? P246 ;統(tǒng)計S >質(zhì)量工具；統(tǒng)計S >圖表直方圖；圖表柱狀圖；計算 > 概率分布 > 二項/正態(tài)/ F / t;三、實驗內(nèi)容1.直方圖、莖下表是 電腦公司某年連續(xù)120天的銷售量數(shù)據(jù)單位：臺。試對其進仃畫出葉圖、箱線圖；解釋結(jié)果并說明其分布特征。234

8、 159 187 155 158 172 163 183 182 177 156 165 143 198 141 167 203 194 196 225 177 189 203 165 187 160 214 168 188 173 176 178 184 209 175 210 161 152 149 211 206 196 196 234 185 189 196 172 150 161 178 168 171 174 160 153 186 190 172207 228 162 223 170 208 165 197 179 186 175 213 176 153 163 218 180

9、192 175 19 7 144 178 191 201 181 166 196 179 171 210 233 174 179 187 173 202 182 154 164 215 233 168 175 198 188 237 194 205 195 174 226 180 172 211 190 200 172 187 189 188 195.顯示 S述性坑計雖莖葉圖顯示：銷售量數(shù)據(jù)莖葉圖銷售量數(shù)據(jù)N二120葉單位=1.04 14 1349 13 15 02334568927 20 012335678917 21 00113458922 35685 23 33447顯示佃述性g充計量-

10、團形臣數(shù)據(jù)祁璃坦選擇.1蜿計寶電1據(jù)ccc銷售量數(shù)據(jù)直方圖銷售量數(shù)據(jù)的箱線圖250計分析，研究天津平均氣溫和濟南平均氣溫的根本特征1-7月持續(xù)升溫,7-12月持續(xù)降溫。天津、濟南某年各月份的平均氣溫單位：攝氏度月份天津濟南1-2.80.023.37.035.98.8414.716.0522.023.3625.826.2727.226.6826.425.4922.121.81013.214.7115.68.3120.02.3在1-6月濟南平均氣溫高，在7-9月，天津平均氣溫高，在10-12月，濟南平均氣溫 高。在總體變化趨勢上，濟 南和天津變化趨勢大致相 同,3下表為STS冷軋工廠ZRM不良現(xiàn)狀

11、,試做分析軋機墊紙印痕0.51墊紙壓入0.68微細裂紋0.77斑痕1.11異物壓入1.33線形裂紋1.97劃傷2.22污染2.27輥印2.44摩擦痕7.78不良現(xiàn)狀的Pareto圖20 -15 -10-5 -100-80-60 比分百-40竽數(shù)據(jù)7.78百分比36.9累積%36.902.442.272.221.971.331.110.770.680.5111.610.810.59.36.35.33.73.22.448.559.369.879.185.490.794.497.6100.0加工卄豪cs-r實驗?zāi)康膶嶒灦?shù)估計與假設(shè)檢驗1.熟悉MINITAB進行假設(shè)檢驗的根本命令與操作;2.會用M

12、INITAB進行單個、兩個正態(tài)總體均值的參數(shù)估計與假設(shè)檢驗3.方差的假設(shè)檢驗三、實驗準(zhǔn)備1.參閱教材?工程統(tǒng)計學(xué)?1. 采用的命令： 統(tǒng)計(S)>根本統(tǒng)計量統(tǒng)計(S)>根本統(tǒng)計量實驗內(nèi)容1.從一批魚中隨機地抽出驗,(1)測得魚組織的含汞量會用MINITAB進行單個、兩個正態(tài)總體22P56 ；> 1 Z單樣本；> 2雙樣本T等.(ppm)為：2.06,求這一批魚的組織中平均含汞量的點估計值;統(tǒng)計(S)>根本統(tǒng)計量 > 1 T單樣本;設(shè)魚被汞污染后，魚的組織中含汞量6條進行檢1.93, 2.12, 2.16, 1.98, 1.95,根據(jù)以往歷史資料知道:二=0.

13、10，以95%的置信水平，求這一批魚的組織中平均含汞(3)設(shè)二未知，以95%的置信度，求這一批魚的組織中平均含汞量的范圍(1)含汞量(ppm)的平均值=2.033334CIC?IC3HTC4C5空盍意期韻12L9332.1242,愷&SiuS510X? N(J 二)，量的范圍;2.某種木材橫紋抗壓力的實驗值服從正態(tài)分布，對2如下(單位：K g/cm )482 493 457 471 510 446 435 418 394 496(3)化肥廠用自動包裝機包裝化肥,3.額定重量為100千克，標(biāo)準(zhǔn)差為1.2千克.某日幵工后，為了確定包裝機這天的工作是否正常，平均機扌看取垂 含至 I 護？2

14、0333 D稱得重量如下:99.398.7100.598.399.7CI3每包的重量服從正態(tài)分布,竜準(zhǔn)? 3-TZjel0 K869袋化肥,99.5102.1100.5101.2i *:*設(shè)方差穩(wěn)定不變，問這一天包裝機的工作是否正常 =0.10?|g B呼均疽抵唯歪豔醫(yī)4 9 M 9TS J.Z1Z O.ADO9(嗟畳悟股間Z P旳 9.3E0, JCC.&3&) -OLO& D.S5&<| J4C2c章酣1阿32SB. 731GD. 54媲.35fiWr5T102r LSIC'D. 5910L21011< JlCJ n辛豐折在期醞廠FIS

15、.廣fl:總數(shù)矗和竝|堆晦& - r""標(biāo)推差5: LE-P進釘假遜檢12 TI耶設(shè)均直IDO-mg?.選虹疋|確定冊|型因為p=0.956>=0.1,所以接受原假設(shè)，包裝機工作正常4.某人射擊成績擊中環(huán)數(shù)服從正態(tài)分布方差未知，現(xiàn)考察他參加五場比賽的成績?yōu)閱挝唬涵h(huán)150156145160170問是否可以認為他的成績可達174 環(huán)(-:=0.05 )?單樣卒T:廉融丸單位:<F mi =弓壬174的檜峪951t畳信因司r FH4.29 ? 16?. 12) -4.15 0.0l<P觀假設(shè)峻臉I(yè)U因為5.資料認為,it項巴確定HP朗消I珮琬如：:LTA

16、P-*>成蟻丸甲檢：瑋丿160L66p=0.014<0.055，所以拒絕原假設(shè)，成績不可能到達L60170青山鄉(xiāng)水稻畝產(chǎn)服從方差為174 o根據(jù)過去幾年農(nóng)產(chǎn)量調(diào)查的5625的正態(tài)分布今年在實割實測前進行的估產(chǎn)中，隨機抽取了10塊地，畝產(chǎn)分別為 單位：斤540 632 674 680 694 695 708 736 780 845?( a =0.05)問：根據(jù)以上估產(chǎn)資料，能否認為青山鄉(xiāng)水稻畝產(chǎn)的方差沒有發(fā)生變化變量N標(biāo)準(zhǔn)差方差畝產(chǎn)單位:斤1081.7 '668095%置信區(qū)間標(biāo)準(zhǔn)差置信方差置信區(qū)變量方法區(qū)間間畝產(chǎn)單位:斤標(biāo)準(zhǔn)(56.2, 149.2) (3160, 2226

17、4)調(diào)整的(52.1, 186.3) (2716, 34707)檢驗變量方法卡方自由度P值畝產(chǎn)單位:斤標(biāo)準(zhǔn)10.699.00 0.595調(diào)整的6.705.64 0.621因為p=0.595>0.05,所以接受原假設(shè)，可以認為沒有發(fā)生變化研究矮壯素使玉米矮化的效果，在抽 8棟、對照區(qū)玉米9棟，i牛加砒走陰aE嚴(yán)單整二斤3 3-a S33 343 a=整抵址卻酎 Sij -Wj 十 _|i|M - o 1<fiOT i Q i -ilBTfl因為p=0.009<0.05,所以拒絕原假設(shè),化玉米的效果。所以有矮目 R - LL6.穗期測定噴矮壯素小區(qū)35t .AT 區(qū)間其株高結(jié)果如

18、下表，請你鑒定該矮壯素是否有矮化玉米的效果?噴矮壯素160160200160200170150210對照170270180250270290270230170、曲H霍« 列E 11<C1Cf 址 * H:單方差檢驗和置41W2W二0 対 信區(qū)間：畝產(chǎn)單位：斤方h法1 J» flj:原假設(shè)西格瑪平方:;備擇假設(shè)西格瑪平方廠=56253!til 不 =56251 址密i罩啟標(biāo)準(zhǔn)方法只適用于正態(tài)分布。實驗四方差分析、實驗?zāi)康?. 熟悉MINITAB中進行方差分析的根本命令與操作；2. 會用MINITAB進行單因素、有 無交互作用的雙因素試驗的方差分析 實驗準(zhǔn)備1. 參閱教材

19、?工程統(tǒng)計學(xué)?P58P77 ；2. 采用的命令：統(tǒng)計S>方差分析 > 單因子/單因子未堆疊存放；統(tǒng)計S>方差分析 > 雙因子/平衡方差分析等三、實驗內(nèi)容1.每豬所增體重單位：單因子方差分析：增重與飼料以A、B、C三種飼料喂豬，得一月后500克于下表，試分析三來源自由度SS MS F P飼料2 934.7467.4 31.10 0.001誤差6 90.215.0合計8 1024.9S = 3.877 R-Sq = 91.20% R-Sq種飼料對豬的增重效果.(調(diào)整)=88.27%飼料514043482325262328平均值基于合并標(biāo)準(zhǔn)差的單組95%置信區(qū)間水平 N 平均

20、值 標(biāo)準(zhǔn)差 + + +-A1445.5004.933(-*-)A2324.6671.528 (- -*)A3225.5003.536 ( -*)24.032.040.048.0合并標(biāo)準(zhǔn)差=3.8772.在某橡膠配方中, 定強如下：考慮三種不同的促進劑 A,四種不同份量的氧化鋅 B,每種配方各 做一次試驗，測得300%氧化鋅促進劑、BiB2B3B4Ai31343539A233363738A335373942試分析促進劑，氧化鋅對定強的影響雙因子方差分析：定強與促進劑, 氧化鋅來源自由度SS MS FP促進劑0.003氧化鋅0.000誤差合計2 25.1667 12.5833 18.123 69.

21、3333 23.1111 33.286 4.1667 0.694411 98.6667S = 0.8333 R-Sq = 95.78% R-Sq調(diào)整=92.26%分析因為P1=0.003<0.05拒絕原假設(shè)H0,即所檢驗的行因素對觀察值有顯著影響，即促進劑對定強有顯著影響 P=0.000<0.05,拒絕原假設(shè)H0,說明均值之間的差異是顯著的，即所檢驗的列因素對觀察值有顯著影響即氧化鋅對定強有顯著影響。A1=460A2=520A3=580A4=640B1=071,7372, 7375, 7377, 75B2=473, 7576, 7478, 7774, 74B3=876, 7379,

22、7774, 7574, 73B4=1275, 7373, 7270, 7169, 693.了研究 合成纖 重復(fù)做兩次試驗，測得彈性數(shù)據(jù)如下:(1)拉伸倍數(shù)、收縮率及其父互作用對彈性影響有尢統(tǒng)計意義？(2)使纖維彈性到達最大的生產(chǎn)條件是什么雙因子方差分析：彈性數(shù)據(jù)與收縮率，拉伸倍數(shù)來源自由度SSMSF P收縮率3 70.59423.5313 5.820.004拉伸倍數(shù)38.5942.8646 0.710.556誤差25 101.0314.0412合計31 180.219S = 2.010R-Sq = 43.94% R-Sq調(diào)整=30.49%P1=0.004<0.05,所以拒絕原假設(shè)，即收縮

23、率與數(shù)據(jù)有顯著的影響。P2=0.556>0.05，所以接受原假設(shè)，拉伸倍數(shù)與數(shù)據(jù)沒有顯著影響由箱線圖可知，是纖維彈性到達最大的條件是B3=8, A2=520實驗五相關(guān)分析與回歸分析、實驗?zāi)康?. 熟悉MINITAB中進行回歸分析與相關(guān)性分析的根本命令與操作;2. 會用MINITAB進行一元和多重線性回歸分析、相關(guān)性分析；3. 會用MINITAB進行可線性化的一元非線性回歸分析實驗準(zhǔn)備1. 參閱教材?工程統(tǒng)計學(xué)?2. 采用的命令：P79 -卩 97 ；統(tǒng)計S>回歸 > 回歸；統(tǒng)計S>根本統(tǒng)計量 > 相關(guān)等.回歸分析:y與x回歸方程為y = - 0.00571 + 0

24、.0234 x自變量系數(shù)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤常量-0.0057140.005642 -1.01x 0.0234286 0.0003130 74.86S = 0.00828079 R-Sq = 99.9% R-Sq方差分析來源自由度 SS MS0.38423 0.38423 5603.330.3580.000(調(diào) =99.9% 整)0.000殘差誤差5 0.00034 0.00007合計0.38457異常觀測值觀測值x擬合值7 30.0 0.71000 0.69714 0.005641.擬合值標(biāo)準(zhǔn)化標(biāo)準(zhǔn)誤殘差 殘差0.012862.12Rx051015202530y0.000.110.230.340.46

25、0.570.71R表示此觀測值含有大的標(biāo)準(zhǔn)化殘差新觀測值的預(yù)測值三、實驗內(nèi)容新觀1?測量不同濃度X%的葡萄糖液在光電比色計上的消光度，得結(jié)果數(shù)據(jù)如表試根據(jù)結(jié)果求出經(jīng)驗回歸方程，并據(jù)之預(yù)測葡萄糖液濃度X=12的消光度及95%勺預(yù)測強量間擬合值預(yù)測區(qū)間新觀測值的自.A測值 擬合值 標(biāo)準(zhǔn)誤95%置信區(qū)間95%1 0.27543 0.00327 (0.26703, 0.28383) (0.25254, 0.29831)變量值新觀測值x1 12.0回歸方程為y = - 0.00571 + 0.0234 xMC5 1Cl 1C2Cly11乩呂146rD6L. 3215-9】£久?* 23519.

26、8代079.0*ig.g122.423.5140. D呱2SM.4174.377,5n1 a aiAi £on蟲回歸分析:y與x1, x2回歸方程為y = 175 - 2.46 x1 - 0.363 x2自變量常量175.19x11 -2.4576x2-0.36271系數(shù)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤0.2476 -9.93 0.0000.03913 -9.27 0.0009.383 18.67 0.000S = 1.35013 R-Sq = 93.1% R-Sq 方調(diào)整=91.4%回歸C3C4跡3 r力娜賠因子砂 DurbinrT? tsan 坨計母廠TRESS 的9.平方£選頂叩.I有 t

27、ill).一 I顯著性檢驗：HO:相關(guān)性不明顯，因為H1:相關(guān)性明顯P=0.000<0.05 ,擬合度 所以拒絕H0,艮卩x與y的相關(guān)性明顯。檢驗：R-Sq =0.999趨近于1 ,所以擬合程度高。X=12的消光度擬合值為0.27543 , 95%預(yù)測區(qū)間為0.25254, 0.298312.研究雜交水稻南優(yōu)點號在不同密度和肥料條件下的每畝穗數(shù)和結(jié)實Xi 萬穗/畝每穗粒數(shù)X2率丫百分率的關(guān)系，得下表。變量觀察值X116.615.918.819.923.514.416.417.318.419.319.9X2146.0163.5140122.4140174.3145.9147.5139.11

28、26.8125.2丫81.377.27882.666.277.980.477.779.780.683.3試在MINITAB中做回歸分析1檢驗xi與x2的相關(guān)性;求丫與x1、x2的二重線性回歸方程并檢驗；求在點17.8，137 的95%勺預(yù)測區(qū)間.1相關(guān):x1, x2x1和x2的Pearson相關(guān)系數(shù)=-0.720 ,所以為 負相關(guān)P 值=0.012差分析來源回歸自由度SS MS2 196.619 98.309 53.930.000殘差誤差8 14.583 1.823合計10 211.202幫曲來源自由度Seq SS新楓i#宜的倔IZ間0 |178 1ST董信水平0:存睛廠111合值D廠擬合值転

29、準(zhǔn)逞I?-廠畫訓(xùn)心廠卿斑址x1 1 40.032x2 1 156.587異常觀測值標(biāo)準(zhǔn)化擬合值觀測值x1 y擬合值標(biāo)準(zhǔn)誤殘差殘差5 23.5 66.200 66.659 1.297 -0.459 -1.22 X11 19.9 83.300 80.874 0.632 2.4262.03RR表示此觀測值含有大的標(biāo)準(zhǔn)化殘差X表示受X值影響很大的觀測值。新觀測值的預(yù)測值新觀擬合值測值擬合值標(biāo)準(zhǔn)誤 95%置信區(qū)間95%預(yù)測區(qū)間1 81.755 0.511 (80.576, 82.935) (78.426, 85.085)新觀測值的自變量值新觀測值x1 x21 17.8 1373.與收益大小的關(guān)系,某工廠

30、為了驗證工廠的資本利用率上下 作了一次調(diào)查，獲得數(shù)據(jù)如表:資本利用率Xi%13510212340495359收益yi572138100110239306340360根據(jù)經(jīng)驗知y與x有近似關(guān)系式 y=axb求y對x的回歸方程并進行檢驗.解：原方程式可轉(zhuǎn)化為In y=ln a + b * In x 。所以可通過In y與In x的回歸分析得出y對x?i23回歸分析：ln y 與In x回歸方程為 的回歸方程。In y = 1.18 + 1.14 In xI幻n譏謂捋FL析：In y 與 In h自變量系數(shù)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤T常量1.17780.1776 6.63 0.000KI含覽固L 7B 鼻 L? x

31、+ 1.34 ItL KIn x 1.143960.05943 19.25 0.000I1.0.1770& B3 63ODO1. .05943 卩日 ZE D DOQClIK13E B.-Sq = 9F 9X謂C2TQ1190000 L7 I u 09B6 I I 94591調(diào)整二 97.6%S = 0.248032 R-Sq = 97.9% R-Sq 方差分析來源自由度SSMSF回歸1 22.792 22.792 370.48 0.000殘差誤差8 0.492 0.062合計9 23.284異常觀測值擬合值標(biāo)準(zhǔn)化觀測值ln x ln y擬合值標(biāo)準(zhǔn)誤殘差殘差1 0.001.6094 1

32、.17780.17760.43162.49R2 1.101.9459 2.43460.1225-0.4887-2.27RR表示此觀測值含有大的標(biāo)準(zhǔn)化殘差回歸分析 ：ln y與In x回歸方程為ln y = 1.178 + 1.144 In xS = 0.248032 R-Sq = 97.9% R-Sq 調(diào)整二 97.6% 方差分析來源自由度SS MS F P回歸122.791922.7919 370.48 0.000誤差80.49220.0615合計923.2841因為R-sq=0.97,所以擬合程度高1.1781.144Y=e * x實驗六正交試驗設(shè)計、實驗?zāi)康?.熟悉MINITAB中進行回

33、歸分析與相關(guān)性分析的根本命令與操作;2.會用MINITAB進行正交試驗設(shè)計；3.會用MINITAB進行證據(jù)試驗結(jié)果分析.實驗準(zhǔn)備1. 參閱教材?工程統(tǒng)計學(xué)?P79 -P97 ;2. 采用的命令：統(tǒng)計(S)> DOE >田口，等.三、實驗內(nèi)容為找到電纜用合成橡膠的最正確生產(chǎn)條件，選取了如表8-29所示的7個可控因素，并依次放在 L8 2 7正交表上。表8-29因素水平表可控因素水平12老化防止劑用量 A/PHR23硫化劑用量B./PHR24石蠟用量C/PHR57硫化時間D/min2030催化劑用量E/PHR0.10.2填料用量F3050老化防止劑種類GIn現(xiàn)對其牽拉強度，延伸率和熱變化率測得一批數(shù)據(jù)如表8-30所示表8-30試驗數(shù)據(jù)表i牽拉強度/(N/cm 2)延伸率/ (%)熱變化率/ (%)老化前老化后老化前老化后12020242143043043040022.16.42192119225006004304006.86.331620131940050028038013.77.