正交检验的极差分析和方差分析.pptx

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1、 例题 某公司计划引进一条生产线.为了选择一条质量优良的生产线以减少日后的维修问题,他们对6种型号的生产线作了初步调查,每种型号调查4条,结果列于表8-1。这些结果表示每个型号的生产线上个月维修的小时数。试问由此结果能否判定由于生产线型号不同而造成它们在维修时间方面有显著差异?4.1 方差分析的基本概念和原理第1页/共77页表 41 对6种型号生产线维修时数的调查结果 序号序号型号型号1 12 23 34 4A A型型9.59.58.88.811.411.47.87.8B B型型4.34.37.87.83.23.26.56.5C C型型6.56.58.38.38.68.68.28.2D D型型

2、6.16.17.37.34.24.24.14.1E E型型10.010.04.84.85.45.49.69.6F F型型9.39.38.78.77.27.210.110.14.1 方差分析的基本概念和原理第2页/共77页研究的指标:维修时间记作Y,控制因素是生产线的型号,分为6个水平即A,B,C,D,E,F，每个水平对应一个总体Yi(i=1,2,6)。4.1 方差分析的基本概念和原理第3页/共77页现在的试验就是进行调查,每种型号调查4台,相当于每个总体中抽取一个容量为4的样本,得到的数据记作yij(i=1,2,6;j=1,2,3,4),即为下表数据。计算各样本平均数 如下:型号型号A AB

3、BC CD DE EF F9.49.45.55.57.97.95.45.47.57.58.88.8表 824.1 方差分析的基本概念和原理第4页/共77页两个总体平均值比较的检验法把样本平均数两两组成对:与 ,与 ,与 ,与 ,与 ,共有(15)对。4.1 方差分析的基本概念和原理第5页/共77页即使每对都进行了比较,并且都以0.95的置信度得出每对均值都相等的结论,但是由此要得出这6个型号的维修时间的均值都相等。这一结论的置信度仅是 上述方法存在的问题工作量大置信度低将这15对平均数一一进行比较检验 4.1 方差分析的基本概念和原理第6页/共77页方差分析的基本原理：(1)(1)将数据总的偏

4、差平方和按照产生的原因分解成：将数据总的偏差平方和按照产生的原因分解成：(总的偏差平方和总的偏差平方和)=)=(由因素水平引起的偏差平方和由因素水平引起的偏差平方和)+()+(试验误差平方和试验误差平方和)(2)(2)上式右边两个平方和的相对大小可以说明因素的不同水平是否使得各型上式右边两个平方和的相对大小可以说明因素的不同水平是否使得各型号的平均维修时间产生显著性差异号的平均维修时间产生显著性差异,为此需要进行适当的统计假设检验为此需要进行适当的统计假设检验.4.1 方差分析的基本概念和原理第7页/共77页数学模型和数据结构参数点估计分解定理 自由度显著性检验多重分布与区间估计4.2 单因素

5、试验的方差分析单因素试验的方差分析第8页/共77页在单因素试验中,为了考察因素A的k个水平A1,A2,Ak对Y的影响(如k种型号对维修时间的影响),设想在固定的条件Ai下作试验.所有可能的试验结果组成一个总体Yi,它是一个随机变量.可以把它分解为两部分 （4-1）4.2.1 数学模型和数据结构第9页/共77页其中：纯属Ai作用的结果,称为在Ai条件下Yi的真值(也称为在Ai条件下Yi的理论平均).是实验误差(也称为随机误差)。（4-2）其中,和 都是未知参数(i=1,2,k).4.2.1 数学模型和数据结构第10页/共77页假定在水平Ai下重复做m次试验,得到观测值 1 12 2j jM M合

6、计合计平均平均A A1 1Y Y1111Y Y1212Y Y1j1jY Y1m1mT T1 1A A2 2Y Y2121Y Y2222Y Y2j2jY Y2m2mT T2 2A Ai iY Yi1i1Y Yi2i2Y YijijY YimimT Ti iA Ak kY Yk1k1Y Yk2k2Y YkjkjY YkmkmT Tk k表 434.2.1 数学模型和数据结构第11页/共77页 表中：(i=1,2,k)(4-3)Yij表示在Ai条件下第j次试验的结果,用式子表示就是 (i=1,2,k j=1,2,m)(4-4)注意:每次试验结果只能得到Yij,而(4-4)式中的 和 都不能直接观测到

7、。4.2.1 数学模型和数据结构第12页/共77页为了便于比较和分析因素A的水平Ai对指标影响的大小,通常把 再分解为 (i=1,2,k)(4-5)其中,称为一般平均(Grand Mean),它是比较作用大小的一个基点；8.2.1 数学模型和数据结构第13页/共77页 并且称 为第i个水平Ai的效应.它表示水平的真值比一般水平差多少。满足约束条件 (4-6)可得 i=1,2,k;j=1,2,m4.2.1 数学模型和数据结构第14页/共77页要解决的问题找出参数和 的估计量分析观测值的偏差 检验各水平效应有无显著差异4.2.1 数学模型和数据结构第15页/共77页用最小二乘法求参数 的估计量,然

8、后寻求 的无偏估计量.须使参数 的估计值能使在水平Ai下求得的观测值Yij与真值 之间的偏差尽可能小。为满足此要求,一般考虑用最小偏差平方和原则,也就是使观测值与真值的偏差平方和达到最小.4.2.2 参数点估计第16页/共77页由(4-4)可知,上述偏差平方和令下列各偏导数为零(i=1,2,k)4.2.2 参数点估计第17页/共77页由 解得 (4-7)由 解得 (4-8)4.2.2 参数点估计第18页/共77页并由此得 的估计量 至此,求得参数 的估计量 (4-9)4.2.2 参数点估计第19页/共77页按照上述原则求参数估计量的方法称为最小二乘法,称为最小二乘估计量.我们还可以证明 分别是

9、参数 的无偏估计量。将 和 分别用它们的估计量代替,可以得到试验误差 的估计量 ,(4-10)4.2.2 参数点估计第20页/共77页 为了由观测值的偏差中分析出各水平的效应,我们研究三种偏差:,和 .根据前面参数估计的讨论,它们分别表示 ,定理 (4-11)的估计.和4.2.3 分解定理 自由度第21页/共77页证明：4.2.3 分解定理 自由度第22页/共77页令则分解定理(8-11)可写成 (4-12)4.2.3 分解定理 自由度第23页/共77页 上式中,称为总偏差平方和.称为误差平方和(或组内平方和);称为因素A的效应平方和(或组间平方和),ST的自由度fT=km-1 SA的自由度f

10、A=k-1 SE的自由度fE=k(m-1)容易看出，自由度之间也有类似于分解定理的关系 (4-13)4.2.3 分解定理 自由度第24页/共77页参数假设检验的假设条件 观测值(i=1,2,k;j=1,2,m)相互独立在水平Ai条件下,Yij(j=1,2,m)服从正态分布N 4.2.4 显著性检验第25页/共77页要判断在因素要判断在因素A A的的k k个水平条件下真值之间是否有显著性差异个水平条件下真值之间是否有显著性差异,即检验假设即检验假设 H H0 0:,:,H H1 1:不全相等不全相等 相当于检验假设相当于检验假设 H H0 0:(i=1,2,k),:(i=1,2,k),H H1

11、1:i i不全为零不全为零 4.2.4 显著性检验第26页/共77页可以证明当H0为真时,(4-16)并且 与 相互独立.得 (4-17)其中 和 称为均方(Mean Square).4.2.4 显著性检验第27页/共77页利用(8-17)式来检验原假设H0是否成立.对于给定的显著水平 ,可以从F分布表查出临界值 再根据样本观测值算出FA的值.当 时,拒绝H0,当 时,接受H0。4.2.4 显著性检验第28页/共77页方差来源方差来源平方和平方和自由度自由度均方均方F F比比组间组间(因素因素A)A)S SA AK-1K-1S SA A/(k-1)/(k-1)组内组内(实验误差实验误差)S S

12、E EK(m-1)K(m-1)S SE Ek(m-1)k(m-1)总和总和S ST T=S SA A+S SE EKm-1Km-1-表 44 方差分析表4.2.4 显著性检验第29页/共77页下面继续讨论前面6种型号的生产线的例子。根据调查结果，在 =0.05的显著水平时，检验这6种型号的生产线在平均维修时间方面有无显著差异？根据实践经验，认为各种型号生产线的维修时间是近似服从正态分布的。作统计假设：6种型号的生产线平均维修时数无显著差异，即 H0：i=0（i=1,2,6）,H1:i不全为零4.2.4 显著性检验第30页/共77页计算SA及SE 4.2.4 显著性检验第31页/共77页表 45

13、 计算列表 台号台号型号型号1 12 23 34 4T Ti iT Ti i2 2A A型型9.59.58.88.811.411.47.87.837.537.51406.251406.25358.49358.49B B型型4.34.37.87.83.23.26.56.521.821.8475.24475.24131.82131.82C C型型6.56.58.38.38.68.68.28.231.631.6998.56998.56252.34252.34D D型型6.16.17.37.34.24.24.14.121.721.7470.89470.89124.95124.95E E型型10.010

14、.04.84.85.45.49.69.629.829.8888.04888.04244.36244.36F F型型9.39.38.78.77.27.210.110.135.335.31246.091246.09316.03316.034.2.4 显著性检验第32页/共77页再将计算结果分别代入SA与SE两式中，得到第一自由度 第二自由度 4.2.4 显著性检验第33页/共77页 查F分布表得由于 ，故拒绝H0。该结论说明，至少有一种生产线型号的效应不为零，这等价于至少有两种型号的生产线的平均维修时数是有显著差异的。方差来源方差来源平方和平方和 自由度自由度均方均方F F比比组间组间S SA A

15、55.5555.555 511.1111.11组内组内S SE E56.7256.7218183.153.15总和总和S ST T112.27112.272323-表 46 方差分析表4.2.4 显著性检验第34页/共77页q q 检验法：检验法：计算任意两水平的差值 ，当 时，判断 与 差异显著；当 时，判断 与 差异显著。查多重比较的q表得 (8-18)4.2.5 多重分布与区间估计第35页/共77页区间估计在置信度为 的情况下，的置信区间为 （8-19）4.2.5 多重分布与区间估计第36页/共77页双因素方差分析的类型数据结构离差平方和的分解应用实例4.3 双因素方差分析第37页/共7

16、7页在实际问题的研究中，有时需要考虑两个因素对实验结果的影响。例如饮料销售，除了关心饮料颜色之外，我们还想了解销售地区是否影响销售量，如果在不同的地区，销售量存在显著的差异，就需要分析原因。采用不同的销售策略，使该饮料品牌在市场占有率高的地区继续深入人心，保持领先地位；在市场占有率低的地区，进一步扩大宣传，让更多的消费者了解、接受该生产线。4.3.1 双因素方差分析的类型第38页/共77页 若把饮料的颜色看作影响销售量的因素A，饮料的销售地区则是影响因素B。对因素A和因素B同时进行分析，就属于双因素方差分析。双因素方差分析的内容，是对影响因素进行检验，究竟是一个因素在起作用，还是两个因素都起作

17、用，或是两个因素的影响都不显著。4.3.1 双因素方差分析的类型第39页/共77页双因双因素方素方差分差分析的析的类型类型 无交互作用的双因素方差分析 有交互作用的双因素方差分析 假定因素A和因素B的效应之间是相互独立的，不存在相互关系 假定因素A和因素B的结合会产生出一种新的效应 4.3.1 双因素方差分析的类型第40页/共77页 例如，若假定不同地区的消费者对某种颜色有与其他地区消费者不同的特殊偏爱，这就是两个因素结合后产生的新效应，属于有交互作用的背景；否则，就是无交互作用的背景。有交互作用的双因素方差分析已超出本书的范围，这里介绍无交互作用的双因素方差分析。4.3.1 双因素方差分析的

18、类型第41页/共77页双因素方差分析的数据结构如表所示：双因素方差分析数据结构因素因素A AA A1 1A A2 2A Ar r因因素素B BB B1 1X X1111X X1212X X1r1rB B2 2X X2121X X2222X X2r2rB Bk kX Xk1k1X Xk2k2X Xkrkr表 874.3.2 数据结构第42页/共77页表中，因素A位于列的位置，共有r个水平，代表第j种水平的样本平均数；因素B位于行的位置，共有k个水平，代表第i种水平的样本平均数。为样本总平均数，样本容量n=rk。每一个观察值Xij看作由A因素的r个水平和B因素的k个水平所组合成的rk个总体中抽取样

19、本容量为1的独立随机样本。这rk个总体的每一个总体均服从正态分布，且有相同的方差。这是进行双因素方差分析的假定条件。4.3.2 数据结构第43页/共77页4.3.3 离差平方和的分解第44页/共77页各离差平方和对应的自由度：总离差平方和SST的自由度为rk-1=n-1；因素A的离差平方和SSA的自由度为r-1；因素B的离差平方和的自由度为k-1；随机误差SSE的自由度为（r-1）（k-1）4.3.3 离差平方和的分解第45页/共77页由离差平方和与自由度可以计算均方差：对因素A而言：对因素B而言：对随机变量而言：4.3.3 离差平方和的分解第46页/共77页表 48 双因素方差分析表 误差来

20、源误差来源离差平方和离差平方和自由度自由度均方差均方差F F值值A A因素因素SSASSAr-1r-1MSA=SSA/(r-1)MSA=SSA/(r-1)F FA A=MSA/MSE=MSA/MSE因素因素SSBSSBk-1k-1MSB=SSB/(k-1)MSB=SSB/(k-1)F FB B=MSB/MSE=MSB/MSE误差误差SSESSE(r-1)(k-1)(r-1)(k-1)MSE=SSE/(r-MSE=SSE/(r-1)(k-1)1)(k-1)-合计合计SSTSSTn-1n-1-4.3.3 离差平方和的分解第47页/共77页某商品有五种不同的包装方式（因素A），在五个不同地区销售（因

21、素B），现从每个地区随机抽取一个规模相同的超级市场，得到该商品不同包装的销售资料如下表.表 49 现欲检验包装方式和销售地区对该商品销售是否有显著性影响。（=0.05）包装方式包装方式(A)(A)A A1 1A A2 2A A3 3A A4 4A A5 5销销售售地地区区(B)(B)B B1 120201212202010101414B B2 222221010202012126 6B B3 324241414181818181010B B4 416164 48 86 61818B B5 5262622221616202010104.3.4 应用实例第48页/共77页 解：若五种包装方式的销售

22、的均值相等，则表明不同的包装方式在销售上没有差别。建立假设对因素A：H0：,包装方式之间无差别H1：不全相等,包装方式之间有差别对因素B：H0：地区之间无差别H1：不全相等 地区之间有差别4.3.4 应用实例第49页/共77页计算F值 因素A的列均值分别为：因素B的行均值分别为：总均值=15.04故：SST=（20-15.04）2+(10-15.04)2=880.96 SSA=5(21.6-15.04)2+5(11.6-15.04)2=335.36 SSB=5(15.2-15.04)2+5(18.8-15.04)2=199.36 SSE=880.96-335.36-199.36=346.24

23、4.3.4 应用实例第50页/共77页接下来：因此4.3.4 应用实例第51页/共77页统计决策 对于因素A，因为 FA=3.87Fcrit=3.01 故拒绝H0，接受H1，说明不同的包装方式对该商品的销售产生影响。对于因素B，因为 FB=2.30F0.05,FAF0.01,故A因子非常显著；F0.10FBF0.05，故B因子比较显著；F0.10FCF0.05，故C因子也比较显著，但比A、B二因子的影响作用差。4.4.3 方差分析法第75页/共77页 本例方差分析的结论与直观分析法的结论是一致的即：反应温度对产率影响最大，搅拌速度影响最小；好的生产工艺条件仍然是A2B2C1。4.4.3 方差分析法第76页/共77页感谢您的观看。第77页/共77页