一次回歸正交設(shè)計(jì)、二次回歸正交設(shè)計(jì)、二次回歸旋轉(zhuǎn)設(shè)計(jì)

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)專心-專注-專業(yè)精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上專心-專注-專業(yè)一次回歸正交設(shè)計(jì)某產(chǎn)品的產(chǎn)量與時(shí)間、溫度、壓力和溶液濃度有關(guān)。實(shí)際生產(chǎn)中，時(shí)間控制在3040min，溫度控制在50600C，壓力控制在2*1056*105Pa，溶液濃度控制在20%40%，考察Z1Z2的一級(jí)交互作用。因素編碼Zj(xj)Z1/minZ2/oCZ3/*105PaZ4/%下水平Z1j（-1）3050220上水平Z2j（+1）4060640零水平Z0j（0）3555430變化間距55210編碼公式X1=（Z1-35）/5X2=(Z2-55）/5X3=(Z3-4

2、)/2X4=(Z4-30)/10選擇L8（27)正交表因素x1,x1,x3,x4依次安排在第1、2、4、7列，交互項(xiàng)安排在第3列。試驗(yàn)號(hào)X0X1(Z1)X2(Z2)X3(Z3)X4(Z4)X1X2Yi11111119.72111-1-114.6311-11-1-110.0411-1-11-111.051-111-1-19.061-11-11-110.071-1-11117.381-1-1-1-112.491000007.9101000008.1111000007.4Bj=xjy87.46.62.68.012.0-16.0aj=xj21188888bj = Bj /aj7.9450.8250.3

3、251.0001.500-2.00Qj = Bj2 /aj3935.4450.8458.00018.00032.000可建立如下的回歸方程。Y=7.945+0.825x1+0.325x2+x3+1.5x4-2x1x2顯著性檢驗(yàn)：1、回歸系數(shù)檢驗(yàn) 回歸關(guān)系的方差分析表變異來(lái)源SS平方和Df自由度MS均方F顯著水平x15.44515.44576.250.01x20.84510.84511.830.05x38.00018.000112.040.01x418.000118.000252.100.01x1x232.000132.000448.180.01回歸64.29512.858180.080.01剩

4、余0.35750.0714失擬0.09730.03230.250.25的項(xiàng)，根據(jù)實(shí)際需要決定是否剔除。失擬檢驗(yàn)由回歸系數(shù)的檢驗(yàn)，回歸方程的檢驗(yàn)，失擬檢驗(yàn)可以得出，產(chǎn)量 y 與各因素之間的總回歸關(guān)系達(dá)到顯著，回歸方程擬合效果較好。回歸方程的變換將各因素的編碼公式代入，得Y=-162.05+4.57z1+2.87z2+0.50z3+0.15z4-0.08z1z2二次回歸正交設(shè)計(jì)某食品加香試驗(yàn)，3個(gè)因素，即 Z1(香精用量)、 Z2(著香時(shí)間) 、 Z2(著香溫度) (1) 確定 值、 mc 及 m0 。根據(jù)本試驗(yàn)?zāi)康暮鸵?，確定 mc 2 m 2 3 8 ， m0 1 ，查表得1.215。確定因素

5、的上、下水平，變化間距以及對(duì)因子進(jìn)行編碼編碼Z1/(mLkg物料)Z2/hZ3/+182448+116.9422.645.70121635-17.069.424.3-6822i4.946.610.7計(jì)算各因素的零水平：Z01 (186)/212 (mL/kg)Z02 (248)/216 (h)Z03 (4822)/235 ()計(jì)算各因素的變化間距：01 (18-12)/1.2154.94 (mL/kg)02 (24-16)/1.2156.6 (h)03 (48-35)/1.21510.7 ()列出試驗(yàn)設(shè)計(jì)及試驗(yàn)方案試驗(yàn)號(hào)試驗(yàn)設(shè)計(jì)實(shí)施方案x0 x1x2香精用量(mLkg)著香時(shí)間h著香溫度/11

6、1116.9422.645.7211-116.9422.624.331-1116.949.445.741-1-116.949.424.35-1117.0622.645.76-11-17.0622.624.37-1-117.069.445.78-1-1-17.069.424.391.2150018163510-1.21500616351101.2150122435120-1.21501283513001.2151216481400-1.21512162215000121635試驗(yàn)結(jié)果的統(tǒng)計(jì)分析 建立回歸方程回歸關(guān)系的顯著性測(cè)驗(yàn)。變異來(lái)源平方和(SS)自由度(df)均方(MS)F顯著程度x10.6

7、332710.633271nsx24.8585614.858566.8624*0.05(6.61)x37.7040017.7040010.8814*0.05(6.61)x1x24.9141014.9141010.3994*0.05(6.61)x1x34.7586114.758616.9409*0.05(6.61)x2x33.9060113.906015.51700.10(4.06)x1223.86763123.8676333.7116*0.01(16.30)x220.0640710.064071nsx324.4422014.442206.27430.10(4.06)回歸55.2032096.1

8、33698.6635*0.05(4.77)剩余3.5399850.70799總變異58.7431714方差分析表明，總回歸達(dá)到顯著水平，說(shuō)明本食品的加香試驗(yàn)與所選因素之間存在顯著的回歸關(guān)系，試驗(yàn)設(shè)計(jì)方案是正確的，選用二次正交回歸組合設(shè)計(jì)也是恰當(dāng)?shù)?。?x1 和 x22 以外，其余各項(xiàng)因子基本達(dá)到顯著或極顯著，說(shuō)明香料用量、著香時(shí)間、著香溫度與這一食品的加香有顯著或極顯著關(guān)系。本試驗(yàn)設(shè)計(jì)的因素、水平選擇是成功的。在這種回歸正交試驗(yàn)中，第一次方差分析往往因?yàn)檎`差（剩余）自由度偏小而影響了檢驗(yàn)的精確度。并且由于回歸正交試驗(yàn)計(jì)劃具有的正交性，保證了試驗(yàn)因素的列與列之間沒有互作（即沒有相關(guān)性）存在，因此

9、我們可以將未達(dá)到0.25以上顯著水平的因素（或者互作）剔除，將其平方和和自由度并入誤差（剩余）項(xiàng)，進(jìn)行第二次方差分析，以提高檢驗(yàn)的精確度。第二次方差分析結(jié)果見下表：變異來(lái)源平方和(SS)自由度(df)均方(MS)F顯著程度x24.8585614.858568.0263*0.05（5.59）x37.7040017.7040012.7269*0.01（12.20）x1x24.9141014.914108.1180*0.05x1x34.7586114.758617.8612*0.05（5.59）x2x33.9060113.906016.4527*0.05（5.59）x1223.86763123.86

10、76339.4290*0.01（12.20）x324.4422014.442207.3385*0.05（5.59）回歸54.2426577.7489512.8012*0.01（6.99）剩余4.2373270.60533總變異58.4799714 第二次方差分析表明，總回歸及各項(xiàng)因素均達(dá)到顯著或極顯著水平，說(shuō)明這一食品加香與試驗(yàn)因素之間存在極顯著的回歸關(guān)系，其優(yōu)化的回歸方程為： 本試驗(yàn)由于 m01，故不能進(jìn)行失擬檢驗(yàn)，這是試驗(yàn)的一個(gè)缺陷。如果取 m04，對(duì)試驗(yàn)進(jìn)行失擬檢驗(yàn)，則本試驗(yàn)將更為圓滿。二次回歸旋轉(zhuǎn)設(shè)計(jì)對(duì)乳酸發(fā)酵的產(chǎn)酸條件進(jìn)行優(yōu)化試驗(yàn)，采用二次回歸旋轉(zhuǎn)設(shè)計(jì)對(duì)鹽濃度、糖濃度、發(fā)酵溫度和發(fā)酵

11、時(shí)間進(jìn)行試驗(yàn)。因素水平表編碼鹽濃度x1糖濃度x2發(fā)酵溫度x3發(fā)酵時(shí)間x4/%/%/h+28.06.037.048+17.05.034.04406.04.031.040-15.03.028.036-24.02.025.0設(shè)計(jì)方案及結(jié)果處理號(hào)x1x2x3x4含酸量y/%111110.6542111-10.433311-110.538411-1-10.32151-1110.31461-11-10.27971-1-110.29581-1-1-10.2429-11110.77910-111-10.59411-11-110.71012-11-1-10.52913-1-1110.48114-1-11-10.

12、30715-1-1-110.328處理號(hào)x1x2x3x4含酸量y/%16-1-1-1-10.2911720000.12518-20000.6481902000.785200-2000.2132100200.4292200-200.1982300020.84224000-20.4862500000.7972600000.7092700000.7592800000.6942900000.7283000000.7383100000.746根據(jù)計(jì)算建立回歸方程回歸方程的顯著性檢驗(yàn)變異原因平方和SS自由度df均方MSF值顯著程度x10.1648410.1648449.288.53x20.4173810.41738127.79x30.0458510.0458513.71x40.1372610.1372641.04x1x20.0094610.009462.83x1x30.0000210.000021x1x40.0001610.000161x2x30.0011710.001171x2x40.0159410.015944.774.49x3x40.0010110.001011x10.1688410.1688450.48x20.0795910.0795923.79x30.3441110.34411102.88x40.0164810.016484.93回歸1