生物统计学作业第七次.doc

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1、【精品文档】如有侵权，请联系网站删除，仅供学习与交流生物统计学作业第七次.精品文档.湖北工程学院生物统计学课后实训第07次学号： 014301454103 姓名：陈粮 分数：实训目的：学会选择合适正交设计表并进行正确设计及分析的方法。要求：独立完成，抄袭者双方均记零分；将文件名改为自己的学号+07；6天内完成本次实训内容，交学习委员打包后发往老师邮箱（zmkm2013）。实训内容：1. 某方便面食品制作要往主原料中添加3种辅料A,B,C，按照设计的一个正交试验（表1-1）进行试验，结果见表1-2。以感官评分总和为评价指标，不考虑辅料之间的交互作用。试分析各种辅料对总分的影响，并确定最优配方（极

2、差分析）。表1-1正交试验设计的因素的水平表水平因素ABC10.310120.6151.231201.5表1-2正交试验结果处理号ABC空列品评总分111117321222873133377421238852231836231280731327283213789332184解：用Excel+公式。处理号ABC品评总分111173212287313377421288522383623180731372832178933284K1237233231忽略这里K2251248259K3234241232k17977.6666777k283.6666782.6666786.33333k37880.333

3、3377.33333极差R5.66666759.333333主次顺序CAB优水平A2B2C2优组合A2B2C2由上表知，最优组合为A2B2C2.2. 现有一提高炒青绿茶品质的研究。试验因素有茶园施肥三要素配合比例（A）和用量（D）、鲜叶处理（B）和制茶工艺（C）4个，各个因素均取3水平，选用正交表L9(34)安排试验，得试验方案和各处理的茶叶品质评分（随机区组设计重复试验2次）如表2-1所示。试作分析（极差和方差分析）。表1绿茶品质试验结果处理号 因素品质评分ABCD配合比例鲜叶处理工艺流程肥料用量1111178.978.12122277773133377.578.94212380.180.9

4、5223177.678.46231278797313276.776.38321381.382.79332179.578.5解：spss分析一般线性分析单变量设定、主效应duncun主体间效应的检验因变量:品质评分源III 型平方和df均方FSig.校正模型45.538a85.69212.807.000截距111454.9421111454.942250773.620.000A5.68422.8426.395.019B.8842.442.995.407C13.41826.70915.095.001D25.551212.77628.745.000误差4.0009.444总计111504.48018

5、校正的总计49.53817a. R 方 = .919（调整 R 方 = .847）以上为方差分析，由上表易得A较显著，C、D极其显著，B不显著。处理号 因素品质评分 A BCD配合比例鲜叶处理工艺流程肥料用量1111178.978.12122277773133377.578.94212380.180.95223177.678.46231278797313276.776.38321381.382.79332179.578.5K1467.4471478471K2474474473464K3475471.4465.4481.4k177.978.579.6666778.5k2797978.833337

6、7.33333k379.1666778.5666777.5666780.23333极差R1.2666670.52.12.9主次顺序DCAB优水平A3B2C1D3优组合A3B2C1D3由上表知，四个因素对品质的影响顺序为DCAB，且B的影响可以忽略不计。最优组合为A3C1D3,B值在试验范围内即可。3、某试验考察A,B,C三个因素，其中A和B各分三个水平，C分2个水平。利用拟水平法在L（3）表上安排试验，并对C1水平“虚拟”。试验方案及结果（完全随机重复3次试验）如表11-52所示。试作分析。表3-1试验方案及结果处理号ABC空列试验结果Xij-8512（33）411(A1)1(B1)11(C1

7、)1-7.5-9.1-3.1 2 12（B2） 2 12-6.0 -4.3 -5.4313(B3)32(C2)3-5.7-3.9-2.542(A2)1213-3.1-3.4-0.15223210.83.82.3623112-0.8-2.4-1.673(A3)13221.56.05.08321132.43.44.09332112.42.93.9步骤同二。主体间效应的检验因变量:实验结果源III 型平方和df均方FSig.校正模型393.358a665.56024.368.000截距15.565115.5655.785.026A347.6302173.81564.606.000B12.29426.

8、1472.285.128C33.434216.7176.214.008误差53.807202.690总计462.73027校正的总计447.16526a. R 方 = .880（调整 R 方 = .844）由上表知，A、C差异显著，B差异不显著。处理号ABC空列试验结果1233）4Xij-8511111(C1)1-7.5-9.1-3.1-19.7-6.56667212212-6-4.3-5.4-15.7-5.2333331332(C2)3-5.7-3.9-2.5-12.1-4.03333421213-3.1-3.4-0.1-6.6-2.25223210.83.82.36.92.3623112-

9、0.8-2.4-1.6-4.8-1.67313221.56512.54.1666678321132.43.449.83.2666679332112.42.93.99.23.066667K1-47.5-13.8-27.8K2-4.517.3K331.5-7.7k1-5.27778-1.53333-1.54444k2-0.50.1111110.811111k33.5-0.85556极差R8.7777781.6444442.355556优水平A3B2C2优组合A3B2C2由上表知，A对实验结果影响最大，C次之，B最次。最优组合为A3B2C2。4 某试验欲考察4个3水平因素A,B,C,D和1个2水平因

10、素E.并需分析交互作用AE。试选用适当2水平正交表进行拟因素设计。所在列123256因素ABCDEA*E实验结果实验1111111实验2112222实验3123122实验2233211实验5222312实验6222221实验7321212实验8322211实验9332321实验10221321实验11232112实验12213222步骤：正交设计助手，设计混合模板，选用11因素两水平的正交表，将前八列分别两两合并（注意：AB合并后C自动向前为B），各列名称分别为A B C D E A*E和空列，ABCD为四水平，E A*E 空列则选用两水平，确定。输出为RTF格式，用EXCEL打开，将所有的4替换为2。