正交試驗(yàn)方差分析(通俗易懂)-預(yù)覽頁(yè)
【正文】 差變異4部分組成，因而進(jìn)行方差分析時(shí)平方和與自由度的分解式為： SST = SSA + SSB + SSC+SSe dfT = dfA + dfB + dfC + dfe 用n表示試驗(yàn)(處理)數(shù)；a、b、c表示A、B、C因素的水平數(shù)；ka、kb、kc表示A、B、C因素的各水平重復(fù)數(shù)。 由于各因素對(duì)增重影響都不顯著，不必再進(jìn)行各因素水平間的多重比較。然而“空列”并不空，實(shí)際上是被未考察的交互作用所占據(jù)。所以，進(jìn)行正交試驗(yàn)最好能有二次以上的重復(fù)。 試驗(yàn)重復(fù)2次，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)。表1110 防治花生銹病藥劑種類、濃度、劑量正交試驗(yàn)方案及結(jié)果計(jì)算表Ti為各因素同一水平試驗(yàn)指標(biāo)之和 ，T為9個(gè)試驗(yàn)號(hào)的試驗(yàn)指標(biāo)之和； 為各因素同一水平試驗(yàn)指標(biāo)的平均數(shù)。 計(jì)算各項(xiàng)平方和與自由度 矯正數(shù) C =T2/ r n =（29）= 總平方和 SST=Σx2C =++…+ = 區(qū)組間平方和 SSr=ΣT2r /nC =(+)/9 = 處理間平方和 SSt = ΣT2t / r C =(++…+)/ = A因素平方和 SSA = ΣT2A / kar C = (++)/(32) = B因素平方和 SSB =ΣT2B / kbr C =(++)/(32) = C因素平方和 SSC = ΣT2C / kcr C =(++)/(32) = 模型誤差平方和 SSe1 = SSt – SSA – SSB SSC = = 試驗(yàn)誤差平方和 SSe2 =SST – SSr SSt = = 總自由度 dfT=rn1=291=17 區(qū)組自由度 dfr=r1=21=1 處理自由度 dft=n1=91=8 A因素自由度 dfA=a1=31=2 B因素自由度 dfB=b1=31=2 C因素自由度 dfC=c1=31=2模型誤差自由度 dfe1 = dftdfAdfBdfC = 8222= 2 試驗(yàn)誤差自由度 dfe2=dfTdfrdft =1718 = 8列出方差分析表，進(jìn)行F檢驗(yàn)表1110 有重復(fù)觀測(cè)值正交試驗(yàn)資料的方差分析表首先檢驗(yàn)MSe1與MSe2差異的顯著性，若經(jīng)F檢驗(yàn)不顯著，則可將其平方和與自由度分別合并，計(jì)算出合并的誤差均方，進(jìn)行F檢驗(yàn)與多重比較，以提高分析的精度；若F檢驗(yàn)顯著，說明存在交互作用 ，二者不能合并 ， 此時(shí)只能以MSe2進(jìn)行F檢驗(yàn)與多重比較。進(jìn)行各試驗(yàn)處理間多重比較時(shí)選用試驗(yàn)誤差均方MSe2。本例模型誤差極顯著，說明因素間存在交互作用，不必進(jìn)行各因素水平間的多重比較，應(yīng)進(jìn)行試驗(yàn)處理間的多重比較 ， 以尋求最處理，即最優(yōu)水平組合。各因素的最優(yōu)水平為AB
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