试验设计与数据处理试验报告.docx

试验设计与数据处理试验报告正交试验设计1 为了通过正交试验寻找从某矿物中提取稀土元素的最优工艺条件，使稀土元素提取率最 高，选取的水平如下：水平(A)酸用量/ml(B)水用量/ml(C)反响时间/h125201220402需要考虑交互作用有AXB, AXC, BXC,如果将A, B, C分别安排在正交表Lg (27)的 1,2,4 列上，试验结果(提取量/ml)依次是 1.01, 1,33, 1,13, 1.06, 1.03, 0.08 0.76, 0.56. 试用方差分析法(。=0.05)分析实验结果，确定较优工艺条件试验号ABAXBC1111121112试验号ABAXBC1111121112312214122252121621227221182212K14. 534. 173. 663. 93K23. 153.514. 023. 75kl2. 2652. 0851.831.965k21.5751.7552.011.875极差R1.380. 660. 360. 18因素主次AAXC BAXB BXC优选方案A1B1C1AXCBXC空号提取量(ml)1111.012221. 331221. 132111.062121.031210.82210. 761120. 563. 53.663.634. 184. 024. 051.751.831.8152.092.012.0250. 680. 360. 42SSj0.238050. 054450.01620.004050. 0578Q7. 7816总和T7. 68PT2/n7. 3728SST0. 4088差异源ssdfMSF显著性A0.2380510.2380519. 59259259*B0. 0544510. 054454.481481481A*B0.016210.01621.333333333C0.0040510. 004050.333333333A*C0. 057810. 05784. 757200.01620.02205解：(1)列出正交表L8 (27)和实验结果，进行方差分析。B*C0.01621误差 e0. 022051误差 e20. 0364530.01620. 022050.012151.3333333331.814814815F0.05(b 3) 10. 12796449Fo.oi (1,3)34.11622156可见A因素对实验有显著性影响优方案确实立：由上述分析可知，由于提取率越高越好，且交互作用影响不显著，所以优方 案为A1B1C1,即酸用量25mL水用量20mL反响时间为1小时2.为了提高陶粒混凝土的抗压强度，考察了 A, B, C, D, E, F六因素，每个因素都有3 个水平，因素水平表如下：水平(A)水泥 标号(B)水泥 用量/kg(C)陶粒 用量(D)含砂 率/%(E)养护方式(E)搅拌 时间/h130018015038空气1240019018040水1.5350020020042蒸汽2根据经验还要考察交互作用AXB, AXC, BXCo如果将A, B, C, D, E, F依次安排在 正交表L27(331)的1, 2, 5, 9, 12, 13列上,试验结果(抗压强度/kg)依次为100, 98, 97, 95, 96, 99, 94, 99,101,85,82,98,85,90,85,91,89,80,73,90,77,84,80,76,89,78,85,试用方差分 析(a=0.05)试验结果，确定较优水平组合。解：列出表，进行方差分析。试验号12345678910111213ABAXB空列CAXC空列BXCD空列空列EF抗压强度/KG. cm11111111111111100211112222222229831111333333333974122211122233395512222223331119661222333111222997133311133322294813332221113339991333333222111101102123123123123851121232312312318212212331231231298132231123231312852.078. 3019.8 43.8553.63SSj14223121522313162312117231221823123193132120313222131323223213123321322432133253321126332122733213KI879800795807796K2785790807790802K3732806794799798kl293267265269265k2262263269263267k3244269265266266极差14716 A1, B3, A*B13176因素主次2, C2, A *C3, B*C3, DI, El, F23总和T2396.00Q214418.00P=丁2/ 212622.n811231.63 14. 52 11.6316.031312123901212323185233122319131123312891223112380321321327313213213902132132177322133218413321132802113221376323212138913132321782121313285800788784836791790824794792802800799800804785801804806812761805802787801267263261279264263275265264267267266267268262267268269271254268267262267121828751414397312 11. 1 12. 7 107.52 94. 19方差分析表差异源SS dfA 1231.63 2.00MS F 显著性914615.81 J *7414. 522.007. 262. 53AXB 11.63 4.002.911.012. 072.001.040. 36AXC 8.304. 002. 070. 72BXC 43.85 4.0010. 963.82 *D 312. 52 2.00E107. 192.00F3.632.00误差 e59. 858. 00误差 e240. 1514. 0054 4156.26 八 * 953. 596*91.810.637.482.612.87Fo. 05 (2, 14)Fo. 05 (4, 14)Fo.oi 14)Fo.oi (4, 14)3. 743. 116.515. 04优方案确实立:由图可知，抗压强度是越大越好,在不考虑交互作用下，优方案选取k最大水平，即A1B3c2D1E1F.从方差分析结果看，交互作用对实验结果影响不大，所以不考虑交互作用, 优方案为A1B3c2D1E1F.3.用某种菌生产酯类风味物质，为了寻找最优发酵工艺条件，重点考察了葡萄糖用量xl (50150g/L)和蛋白陈用量x2 (210g/L)的影响,实验指标为菌体生长量y (g/L),其 他发酵条件不变。实验方案和结果如下：试验号zlz2zlz2y11119.6121-1-19. 133-11-19. 374-1-118.5751.078009. 346-1.078008.97701.078010.2180-1.07809. 48900010. 241000010. 33(1)试用二次回归正交设计在试验范围内建立二次回归方程;(2)对回归方程和回归系数进行显著性检验;(3)失拟性检验；(4)试验范围内最优试验方案确实定。解：试验号ZiZ2zl*z2zTz2y/2zT2z221.001.001.001.000. 370. 379.6192. 351.001.002.001.00-1.00-1.000. 370. 379. 1383. 361.001.003.00-1.001.00-1.000. 370. 379. 3787. 801.001.004. 00-1.00-1.001.000. 370. 378. 5773. 441.001.005.001.080. 000. 000. 53-0. 639. 3487. 241. 160. 006. 00-1.080. 000. 000. 53-0. 638.9780. 461. 160. 007.000. 001.080. 00-0. 630. 5310.21104. 240. 001. 168. 000. 00-1.080. 00-0. 630. 539. 4889. 870. 001. 169. 000. 000. 000. 00-0. 63-0. 6310. 24104. 860. 000. 0010. 000. 000. 000. 00-0. 63-0. 6310. 33106. 710. 000. 00SUMMARYOUTPUT回归统计Muitiple0. 99RR Square 0. 98Adjusted0. 96R Square标准误差0.11观测值 10.00方差分析dfSSMSFSignificanc e F回归分析5. 003.020. 6048. 070. 00残差4. 000. 050.01总计9. 003.07标准误差下限上限Coefficientst StatP-valueLower 95%Upper 95%95. 0%95. 0%Intercept 9. 530. 04268. 630. 009.439. 629. 439. 62zl0. 190. 044. 250.010. 070.310. 070.31z20. 330. 047. 330. 000. 200. 450. 200.45zl*z2zTz2?0. 000. 00-0. 250. 060. 070. 070. 000. 00-3. 671.001.000. 02-0. 16-0. 19-0. 440. 160. 19-0. 06-0. 16-0. 19-0. 440. 160. 19-0. 06失拟性检验差异源SSy=9. 53+0. 19zl+0. 33z2-0. 25z2，dfMSFF0. 1失拟(lf)0. 053. 000. 023.8153. 59因为ffO. 1,所重复试验(ef)0. 001.000. 00以失拟不显著回归方程的表达式为y=9.53+0.19zl+0.33z2-0.25z2z 1 =x 1 100/50z2=z2-6/4 z2=z2*z2-0.63 代入上式中可知Y=9.53+0.19*(x 1-100)/50+0.33*(x2-6)/4-0.25*(x2-6)八 2/16+0.25*0.63整理可知 A2(2)偏回归系数显著性检验：由上表“t-Stat”和“P-value”可知，偏回归系数z2对应的 p-vaiue 0.01,偏回归系数zl, z2对应的Palue在0.01和0. 05之间,所以 x2对实验指标有非常显著影响(*) , xl和交互作用xlx2也对实验指标有显著 影响(*)由上图可知失拟性不显著(4)规划求解结果目标函数 可变单元格14.95164063X1150X2 8.593749869即当xl=150g/L,x2=8.59g/L时，菌体生长量最大为14.95g/L,不过这只是预测值, 还需实验验证。