第十章正交试验设计课件教学文稿.doc

第十章正交试验设计课件教学文稿 第十章正交试验设计对于单因素或两因素试验，因其因素少，试验的设计、实施与分析都比较简单。 但在实际工作中，常常需要同时考察3个或3个以上的试验因素，若进行全面试验，则试验的规模将很大，往往因试验条件的限制而难于实施。 正交试验设计就是安排多因素试验、寻求最优水平组合的一种高效率试验设计方法。 下一张主主页页退退出出上一张1.1正交试验设计的基本概念正交试验设计是利用正交表来安排与分析多因素试验的一种设计方法。 它是由试验因素的全部水平组合中，挑选部分有代表性的水平组合进行试验的，通过对这部分试验结果的分析了解全面试验的情况，找出最优的水平组合。 下一张主主页页退退出出上一张1正交试验设计的概念及原理例如，要考察增稠剂用量、pH值和杀菌温度对豆奶稳定性的影响。 每个因素设置3个水平进行试验。 A因素是增稠剂用量，设A 1、A 2、A33个水平；B因因素是pH值，设B 1、B 2、B33个水平；C因素为杀菌温度，设设C 1、C 2、C33个水平。 这是一个3因素3水平的试验，各因素的水平之间全部可能组合有27种。 全面试验可以分析各因素的效应，交互作用，也可选出最优水平组合。 但全面试验包含的水平组合数较多，工作量大，在有些情况下无法完成。 若试验的主要目的是寻求最优水平组合，则可利用正交表来设计安排试验。 正交试验设计的基本特点是用部分试验来代替全面试验，通过对部分试验结果的分析，了解全面试验的情况。 正因为正交试验是用部分试验来代替全面试验的，它不可能像全面试验那样对各因素效应、交互作用一一分析；当交互作用存在时，有可能出现交互作用的混杂。 虽然正交试验设计有上述不足，但它能通过部分试验找到最优水平组合，因而很受实际工作者青睐。 下一张主主页页退退出出上一张下一张主页退出上一张表10-13因素3水平的全面试验水平组合数为33=27，4因素3水平的全面试验水平组合数为34=81，5因素3水平的全面试验水平组合数为35=243，这在科学试验中是有可能做不到的。 下一张主主页页退退出出上一张图10-1正交设计就是从选优区全面试验点（水平组合）中挑选出有代表性的部分试验点（水平组合）来进行试验。 图图10-1中标有试验号的九个“()”，就是利用正交表L9 (34)从27个试验点中挑选出来的9个试验点。 即 (1)A1B1C1 (2)A2B1C2 (3)A3B1C3 (4)A1B2C2 (5)A2B2C3 (6)A3B2C1 (7)A1B3C3 (8)A2B3C1 (9)A3B3C2下一张主主页页退退出出上一张上述选择，保证了A因素的每个水平与B因素、C因素的各个水平在试验中各搭配一次。 对于A、B、C3个因素来说，是在27个全面试验点中选择9个试验点点，仅是全面试验的三分之一。 从图10-1中可以看到，9个试验点在选优区中分布是均衡的，在立方体的每个平面上，都恰是3个试验点；在立方体的每条线上也恰有一个试验点。 9个试验点均衡地分布于整个立方体内，有很强的代表性，能够比较全面地反映选优区内的基本情况。 下一张主主页页退退出出上一张1.3正交表及其基本性质1.3.1正交表由于正交设计安排试验和分析试验结果都要用正交表，因此，我们先对正交表作一介绍。 表10-2是一张正交表，记号为L8 (27)，其中“L”代表正交表；L右下角的数字“8”表示有8行，用这张正交表安排试验包含8个处理(水平组合)；括号内的底数“2”表示因素的水平数，括号内2的指数“7”表示有有7列，用这张正交表最多可以安排7个2水平因素。 下一张主主页页退退出出上一张下一张主页退出上一张表10-2常用的正交表已由数学工作者制定出来，供进行正交设计时选用。 2水平正交表除L8 (27)外，还有L4 (23)、L16 (215)等；3水平正交表有L9 (34)、L27 (213)等等（详见附表14及有关参考书）。 1.3.2正交表的基本性质1.3.2.1正交性 （1）任一列中，各水平都出现，且出现的次数相等例如L8 (27)中不同数字只有1和2，它们各出现4次；L9 (34)中不同数字有 1、2和3，它们各出现3次。 下一张主主页页退退出出上一张（ （2）任两列之间各种不同水平的所有可能组合都出现，且对出现的次数相等例如L8 (27)中(1,1),(1,2),(2,1),(2,2)各出现两次；L9 (34)中(1,1),(1,2),(1,3),(2,1),(2,2),(2,3),(3,1),(3,2),(3,3)各出现1次。 即每个因素的一个水平与另一因素的各个水平所有可能组合次数相等，表明任意两列各个数字之间的搭配是均匀的。 下一张主主页页退退出出上一张1.3.2.2代表性一方面 （1）任一列的各水平都出现，使得部分试验中包括了所有因素的所有水平； （2）任两列的所有水平组合都出现，使任意两因素间的试验组合为全面试验。 另一方面由于正交表的正交性，正交试验的试验点必然均衡地分布在全面试验点中，具有很强的代表性。 因此，部分试验寻找的最优条件与全面试验所找的最优条件，应有一致的趋势。 1.3.2.3综合可比性 （1）任一列的各水平出现的次数相等；（ （2）任两列间所有水平组合出现次数相等，使得任一因素各水平的试验条件相同。 这就保证了在每列因素各水平的效果中，最大限度地排除了其他因素的干扰。 从而可以综合比较该因素不同水平对试验指标的影响情况。 根据以上特性，我们用正交表安排的试验，具有均衡分散和整齐可比的特点。 所谓均衡分散，是指用正交表挑选出来的各因素水平组合在全部水平组合中的分布是均匀的。 由图10-1可以看出，在立方体中，任一平面内都包含3个“()”，任一直线上都包含含1个“()”，因此，这些点代表性强，能够较好地反映全面试验的情况。 下一张主主页页退退出出上一张整齐可比是指每一个因素的各水平间具有可比性。 因为正交表中每一因素的任一水平下都均衡地包含着另外因素的各个水平，当比较某因素不同水平时，其它因素的效应都彼此抵消。 如在A、B、C3个因素中，A因素的3个水平A 1、A 2、A3条件下各有B、C的3个不同水平，即在这9个水平组合中，A因素各水平下包括了了B、C因素的3个水平，虽然搭配方式不同，但但B、C皆处于同等地位，较当比较A因素不同水平时，B因素不同水平的效应相互抵消，C因素不同水平的效应也相互抵消。 所以A因素3个水平间具有综合可比性。 同样，B、C因素3个水平间亦具有综合可比性。 下一张主主页页退退出出上一张正交表的三个基本性质中，正交性是核心，是基础，代表性和综合可比性是正交性的必然结果1.4正交表的类别 1、等水平正交表各列水平数相同的正交表称为等水平正交表。 如如L4 (23)、L8 (27)、L12 (211)等各列为中的水平为2，为称为2水平正交表；L9 (34)、L27 (313)等等各列水平为3，称为3水平正交表。 2、混合水平正交表各列水平数不完全相同的正交表称为混合水平正交表。 如如L8(424)表中有一为列的水平数为4，有有4列水平数为2。 也就是说该表可个以安排一个4水平因素和4个2水平因素。 再如L16(4423)，L16(4212)等都混合水平正交表。 下一张主主页页退退出出上一张2正交试验设计的基本程序对于多因素试验，正交试验设计是简单常用的一种试验设计方法，其设计基本程序如图所示。 正交试验设计的基本程序包括试验方案设计及试验结果分析两部分。 试验目的与要求试验指标选因素、定水平因素、水平确定选择合适正交表表头设计列试验方案试验方案设计试验结果分析进行试验，记录试验结果试验结果极差分析计算K值值计算k值值计算极差R绘制因素指标趋势图图优水平因素主次顺序优组合结结论试验结果分析试验结果方差分析列方差分析表，进行F检验计算各列偏差平方和、自由度分析检验结果，写出结论2.1试验方案设计实例为提高山楂原料的利用率，研究酶法液化工艺制造山楂原汁，拟通过正交试验来寻找酶法液化的最佳工艺条件。 试验设计前必须明确试验目的，即本次试验要解决什么问题。 试验目的确定后，对试验结果如何衡量，即需要确定出试验指标。 试验指标可为定量指标，如强度、硬度、产量、出品率、成本等；也可为定性指标如颜色、口感、光泽等。 一般为了便于试验结果的分析，定性指标可按相关的标准打分或模糊数学处理进行数量化，将定性指标定量化。 （1）明确试验目的，确定试验指标对本试验而言，试验目的是为了提高山楂原料的利用率。 所以可以以液化率液化率=(果肉重量-液化后残渣重量)/果肉重量100%为试验指标，来评价液化工艺条件的好坏。 液化率越高，山楂原料利用率就越高。 下一张主页退出上一张根据专业知识、以往的研究结论和经验，从影响试验指标的诸多因素中，通过因果分析筛选出需要考察的试验因素。 一般确定试验因素时，应以对试验指标影响大的因素、尚未考察过的因素、尚未完全掌握其规律的因素为先。 试验因素选定后，根据所掌握的信息资料和相关知识，确定每个因素的水平，一般以2-4个水平为宜。 对主要考察的试验因素，可以多取水平，但不宜过多（6），否则试验次数骤增。 因素的水平间距，应根据专业知识和已有的资料，尽可能把水平值取在理想区域。 （2）选因素、定水平，列因素水平表对本试验分析，影响山楂液化率的因素很多，如山楂品种、山楂果肉的破碎度、果肉加水量、原料pH值、果胶酶种类、加酶量、酶解温度、酶解时间等等。 经全面考虑，最后确定果肉加水量、加酶量、酶解温度和酶解时间为本试验的试验因素，分别记作A、B、C和D，进行四因素正交试验，各因素均取三个水平，因素水平表见表10-3所示。 水平试验因素加水量（mL/100g）A加酶量（mL/100g）B酶解温度（）C酶解时间（h）D1101201.52504352.53907503.510-3因素水平表正交表的选择是正交试验设计的首要问题。 确定了因素及其水平后，根据因素、水平及需要考察的交互作用的多少来选择合适的正交表。 正交表的选择原则是在能够安排下试验因素和交互作用的前提下，尽可能选用较小的正交表，以减少试验次数。 一般情况下，试验因素的水平数应等于正交表中的水平数；因素个数（包括交互作用）应不大于正交表的列数；各因素及交互作用的自由度之和要小于所选正交表的总自由度，以便估计试验误差。 若各因素及交互作用的自由度之和等于所选正交表总自由度，则可采用有重复正交试验来估计试验误差。 （3）选择合适的正交表L a（b c）正交设计试验总次数，行数因素水平数因素个数，列数等水平正交表L a（b c）列正交表的列数c因素所占列数+交互作用所占列数+空列。 自由度正交表的总自由度（a-1）因素自由度+交互作用自由度+误差自由度。 正交表选择依据有此例有4个3水平因素，用可以选用L9 (34)或或L27 (313)；因本试验仅考察四个因素对液化率的影响效果，不考察因素间的交互作用，故用宜选用L9（ （34）正交表。 若要考察交互作用，则应选用L27 (313)。 下一张主主页页退退出出上一张所谓表头设计，就是把试验因素和要考察的交互作用分别安排到正交表的各列中去的过程。 在不考察交互作用时，各因素可随机安排在各列上；若考察交互作用，就应按所选正交表的交互作用列表安排各因素与交互作用，以防止设计“混杂”。 此例不考察交互作用，可将加水量(A)、加酶量(B)和酶解温度(C)、酶解时间（D）依次安排在L9 (34)的第 1、 2、 3、4列上，见表10-4所示。 （4）表头设计列号1234因素A B C D表10-4表头设计把正交表中安排各因素的列（不包含欲考察的交互作用列）中的每个水平数字换成该因素的实际水平值，便形成了正交试验方案（表10-5）。 下一张主主页页退退出出上一张 （5）编制试验方案，按方案进行试验，记录试验结果。 试验号因因素A BC D111112122231333421235223162312731328321393321表10-5试验方案及试验结果说明试验号并非试验顺序，为了排除误差干扰，试验中可随机进行；安排试验方案时，部分因素的水平可采用随机安排。 1 （10）2 （50）3 （90）2 （4）3 （7）1 （1）2 （35）1 （20）3 （50）3(3.5)2(2.5)1(1.5)试验结果（液化率%）0172412472811842例10-2鸭肉保鲜天然复合剂的筛选。 试验以茶多酚作为天然复合保鲜剂的主要成分，分别添加不同增效剂、被膜剂和不同的浸泡时间，进行4因素4水平正交试验。 试设计试验方案。 （西南农业大学）有机酸和盐处理对鸭肉保鲜有明显效果，但大部分属于合成的化学试剂，在卫生安全上得不到保证，并且不符合满足消费者纯天然、无污染的要求。 明确目的，确定指标。 本例的目的是通过试验，寻找一个最佳的鸭肉天然复合保鲜剂。 选因素、定水平。 根据专业知识和以前研究结果，选择44个因素，每个因素定44个水平，因素水平表见表10-66。 选择正交表。 此试验为4因素4水平试验，不考虑交互作用，4因素共占4列，选L16 （45）最合适，并有1空列，可以作为试验误差以衡量试验的可靠性。 表头设计。 4因素任意放置。 编制试验方案。 试验方案见表10-7。 水平因素A A茶多酚浓度/B B增效剂种类C C被膜剂种类D D浸泡时间/min110.10.5维生素C C0.5海藻酸钠11220.20.1柠檬酸0.8海藻酸钠22330.30.2-CD1.0海藻酸钠33440.4生姜汁1.0葡萄糖44表10-6天然复合保鲜剂筛选试验因素水平表试验号A A茶多酚浓度/B B增效剂种类C C被膜剂种类D D浸泡时间/min E空列结果11112233332236.2022224411222231.5433334433443330.0944442211113329.3255113311444431.7766221133114435.0277331111331132.3788443333221132.6499111144223338.7910223322333330.9011333344112232.8712441122442234.5413114422111138.0214222244441135.6215332222224434.0216444444334432.80表10-7天然复合保鲜剂筛选试验方案2.2试验结果分析?分清各因素及其交互作用的主次顺序，分清哪个是主要因素，哪个是次要因素；?判断因素对试验指标影响的显著程度；?找出试验因素的优水平和试验范围内的最优组合，即试验因素各取什么水平时，试验指标最好；?分析因素与试验指标之间的关系，即当因素变化时，试验指标是如何变化的。 找出指标随因素变化的规律和趋势，为进一步试验指明方向；?了解各因素之间的交互作用情况；?估计试验误差的大小。 极差分析方差分析K jm，k jm计算简便，直观，简单易懂，是正交试验结果分析最常用方法。 以上例为实例来说明极差分析过程。 3正交试验的结果分析3.1直观分析法极差分析法极差分析法R法1.计算2.判断R j因素主次优水平优组合K jm为第j列因素m水平所对应的试验指标和，k jm为K jm平均值。 由k jm大小可以判断第j列因素优水平和优组合。 R j为第j列因素的极差，反映了第j列因素水平波动时，试验指标的变动幅度。 R j越大，说明该因素对试验指标的影响越大。 根据R j大小，可以判断因素的主次顺序。 （1）确定试验因素的优水平和最优水平组合分析A因素各水平对试验指标的影响。 由表3可以看出，A1的影响反映在第 1、 2、3号试验中，A2的影响反映在第 4、 5、6号试验中，A3的影响反映在第 7、 8、9号试验中。 A因素的1水平所对应的试验指标之和为K A1=y1+y2+y3=0+17+24=41，k A1=K A1/3=13.7；A因素的2水平所对应的试验指标之和为KA2=y4+y5+y6=12+47+28=87，kA2=KA2/3=29；A因素的3水平所对应的试验指标之和为KA3=y7+y8+y9=1+18+42=61，kA3=KA3/3=20.3。 3.1.1不考察交互作用的试验结果分析根据正交设计的特性，对A 1、A 2、A3来说，三组试验的试验条件是完全一样的（综合可比性），可进行直接比较。 如果因素A对试验指标无影响时，那么k A 1、k A 2、k A3应该相等，但由上面的计算可见，k A 1、k A 2、k A3实际上不相等。 说明，A因素的水平变动对试验结果有影响。 因此，根据k A 1、k A 2、k A3的大小可以判断A 1、A 2、A3对试验指标的影响大小。 由于试验指标为液化率，而k A2k A3k A1，所以可断定A2为A因素的优水平。 同理，可以计算并确定B 3、C 3、D1分别为B、C、D因素的优水平。 四个因素的优水平组合A2B3C3D1为本试验的最优水平组合，即酶法液化生产山楂清汁的最优工艺条件为加水量50mL/100g，加酶量7mL/100g，酶解温度为50,酶解时间为1.5h。 根据极差R j的大小，可以判断各因素对试验指标的影响主次。 本例极差R j计算结果见表10-8，比较各R值大小，可见R BR AR DR C,所以因素对试验指标影响的主次顺序是BADC。 即加酶量影响最大，其次是加水量和酶解时间，而酶解温度的影响较小。 （2）确定因素的主次顺序以各因素水平为横坐标，试验指标的平均值（k jm）为纵坐标，绘制因素与指标趋势图。 由因素与指标趋势图可以更直观地看出试验指标随着因素水平的变化而变化的趋势，可为进一步试验指明方向。 （3）绘制因素与指标趋势图以上即为正交试验极差分析的基本程序与方法表10-8试验结果分析试验号素因素液化率A A B BC C D D1111111111002211222222717331133333342444221122332125522223311747662233112282877331133221188332211338189933332211242K141134689K287827146K361947254k1713.734.3315.3729.7k2029.0327.3723.7315.3k3320.3331.3024.0018.0极差R315.3027.078.7314.3主次顺序BADC优水平A2B3C3D1优组合A2B3C3D1ABCD1111102122217313332442123125223147623122873132183213189332142K141134689K287827146K361947254k113.74.315.329.7k229.027.323.715.3k320.331.324.018.0极差R15.327.08.714.3主次顺序优水平A2B3C3D1优组合BADCA2B3C3D1试验号因素液化率表10-8试验结果分析 （2）计算各因素同一水平的平均值K i。 K1=36.20，K2=33.27，K3=32.34，K4=31.83例10-2试验结果极差分析 （1）计算K i值。 K i为同一水平之和。 以第一列A因素为例K1=36.20+31.77+38.79+38.02=144.78K2=31.54+35.02+30.90+35.62=133.08K3=30.09+32.37+32.87+34.02=129.35K4=29.32+32.64+34.54+32.80=129.30 （3）计算各因素的极差R，R表示该因素在其取值范围内试验指标变化的幅度。 R=max（K i）-min（K i） （4）根据极差大小，判断因素的主次影响顺序。 R越大，表示该因素的水平变化对试验指标的影响越大，因素越重要。 由以上分析可见，因素影响主次顺序为A-C-B-D，A因素影响最大，为主要因素，D因素为不重要因素。 （5）做因素与指标趋势图，直观分析出指标与各因素水平波动的关系。 （6）选优组合，即根据各因素各水平的平均值确定优水平，进而选出优组合。 本例A、B、C为主要因素，按照平均值大小选取优水平为A1B1C4，即茶多酚用量取0.1%水平；以0.5%维生素C作为增效剂；1.0%葡萄糖液为被膜剂为形成的鸭肉保鲜复合剂为优组合，而浸泡时间为次要因素，选取操作时间1-3min即可。 表10-9鸭肉保鲜天然复合剂筛选试验结果试验号A A茶多酚浓度B B增效剂种类C C被膜剂种类D D浸泡时间E空列结果11112233332236.222224411222231.5433334433443330.0944442211113329.3255113311444431.7766221133114435.0277331111331132.3788443333221132.6499111144223338.7910223322333330.911333344112232.8712441122442234.5413114422111138.0214222244441135.6215332222224434.0216444444334432.8K1144.78140.72125.00135.23138.65K2133.08135.16137.48136.99135.15K3129.35128.18133.95132.27129.10K4129.30132.45140.08132.02133.61k136.2035.1831.2533.8134.66k233.2733.7934.3734.2533.79k332.3432.0533.4933.0732.28k432.3333.1135.0233.0133.40极差R3.873.143.771.242.39因素主次顺序优水平A1B1C4优组合ACBDA1B1C4附1多指标正交试验极差分析对于多指标试验，方案设计和实施与单指标试验相同，不同在于每做一次试验，都需要对考察指标一一测试，分别记录。 试验结果分析时，也要对考察指标一一分析，然后综合评衡，确定出优条件。 油炸方便面生产中，主要原料质量和主要工艺参数对产品质量有影响。 通过试验确定最佳生产条件。 （1）试验方案设计确定试验指标。 本试验目的是探讨方便面生产的最佳工艺条件，以提高方便面的质量。 试验以脂肪含量、水分含量和复水时间指标。 脂肪含量越低越好，水分含量越高越好，复水时间越短越好。 挑因素，选水平，列因素水平表。 根据专业知识和实践经验，确定试验因素和水平见表10-10。 湿面筋（）A改良剂用量（）B油炸时间（s）C油炸温度（）D1280.05701502320.075751553360.180160水平试验因素表10-10因素水平表选正交表、设计表头、编制试验方案。 本试验为四因素三水平试验，不考虑交互作用，选L9 （34）安排试验。 表头设计和试验方案以及试验结果记录见表。 （2）试验结果分析计算各因素各水平下每种试验指标的数据和以及平均值，并计算极差R。 根据极差大小列出各指标下的因素主次顺序。 试验指标主次顺序脂肪含量（）ACDB水分含量（）CDAB复水时间（s）ADBC ABCD脂肪（）水分（）复水时间（s）1 (28)1(0.05)3 (80)2 (155)24.82.13.512(0.075)1 (70)1 (150)22.53.83.713(0.10)2 (75)3 (160)23.62.03.02 (32)12123.82.83.0223322.41.72.2231219.32.72.83 (36)11318.42.53.0322219.02.02.7333120.72.33.6K170.967.060.267.0K265.563.966.463.1K358.163.667.964.4k123.622.320.122.3k221.821.322.121.0k319.421.222.621.5极差R4.31.12.61.3K17.97.49.08.9K27.27.56.86.8K36.87.06.16.2k12.62.53.03.0k22.42.52.32.3k32.32.32.02.1极差R0.40.21.00.9K110.29.59.510.3K28.08.68.79.0K39.39.49.38.2k13.43.23.23.4k22.72.92.93.0k33.13.13.12.7极差R0.70.30.30.7试验因素脂肪水分试验号复水时间123456789表10-11试验结果极差分析表试验结果极差分析表初选优化工艺条件。 根据各指标不同水平平均值确定各因素的优化水平组合。 脂肪含量（）A3B3C1D2水分含量（）A1B2C1D1复水时间（s）A2B2C2D3综合平衡确定最优工艺条件。 以上三指标单独分析出的优化条件不一致，必须根据因素的影响主次，综合考虑，确定最佳工艺条件。 对于因素A，其对粗脂肪影响大小排第一位，此时取A3；其对复水时间影响也排第一位，取A2；而其对水分影响排次要第三位，为次要因素，因此A可取A2或A3，但取A2时，复水时间比取A3缩短了14%，而粗脂肪增加了11.3%，且由水分指标看，取A2比A3水分高，故A因素取A2。 同理可分析B取B2，C取C1，D取D3。 优组合为A2B2C1D3.附2混合型正交表试验设计与极差分析试验设计与结果分析同前。 某油炸膨化食品的体积与油温、物料含水量及油炸时间有关，为确保产品质量，现通过正交试验来寻求理想的工艺参数。 表10-12因素水平表油炸温度A物料含水量B油炸时间C12102.03022204.04032304240试验号油温A含水量B油炸时间C体积（cm3/100g）111111210212222208321122215422211230531212251632121247741221238842112230K1418914902921925K2445915927908904K3498K4468k1209.0228.5225.5230.3231.3k2222.5228.8231.8227.0226.0k3249.0k4234.0极差R400.256.253.255.25调整R25.460.368.884.627.46主次顺序优组合ACBA3B2C2或A3B1C2表10-13试验方案及结果分析结论油炸温度对油炸食品的体积影响最大，其次是油炸时间，而物料含水量影响最小。 优化组合为A3B2C2或A3B1C2，即理想工艺参数为油炸温度230，油炸时间40s，物料含水量可取2%或4%。 r为因素每个水平试验重复数d折算系数，与因素水平有关。 r dRR?水平数m2345678910折算系数d0.710.520.450.40.370.350.340.320.31表10-14折算系数表 （1）交互作用在多因素试验中，不仅因素对指标有影响，而且因素之间的联合搭配也对指标产生影响。 因素间的联合搭配对试验指标产生的影响作用称为交互作用。 因素之间的交互作用总是存在的，这是客观存在的普遍现象，只不过交互作用的程度不同而异。 一般地，当交互作用很小时，就认为因素间不存在交互作用。 对于交互作用，设计时应引起高度重视。 在试验设计中，表示A、B间的交互作用记作AB，称为1级交互作用；表示因素A、B、C之间的交互作用记作ABC，称为2级交互作用；依此类推，还有3级、4级交互作用等。 3.1.2考察交互作用的试验设计与结果分析 （2）交互作用的处理原则试验设计中，交互作用一律当作因素看待，这是处理交互作用问题的总原则。 作为因素，各级交互作用都可以安排在能考察交互作用的正交表的相应列上，它们对试验指标的影响情况都可以分析清楚，而且计算非常简单。 但交互作用又与因素不同，表现在用于考察交互作用的列不影响试验方案及其实施；一个交互作用并不一定只占正交表的一列，而是占有（m-1）p列。 表头设计时，交互作用所占列数与因素的水平m有关，与交互作用级数p有关。 2水平因素的各级交互作用均占1列；对于3水平因素，一级交互作用占两列，二级交互作用占四列，可见，m和p越大，交互作用所占列数越多。 例如，对一个25因素试验，表头设计时，如果考虑所有各级交互作用，那么连同因素本身，总计应占列数为C51+C52+C53+C54+C555+10+10+5+131，那么此试验必选L32 （24）正交表进行设计。 一般对于多因素试验，在满足试验要求的条件下，有选择地、合理地考察某些交互作用。 综合考虑试验目的、专业知识、以往的经验及现有试验条件等多方面情况进行交互作用选择。 一般原则是忽略高级交互作用有选择地考察一级交互作用。 通常只考察那些作用效果较明显的，或试验要求必须考察的。 试验允许的条件下，试验因素尽量取2水平。 （3）有交互作用的试验表头设计表头设计时，各因素及其交互作用不能任意安排，必须严格按交互作用列表进行安排。 这是有交互作用正交试验设计的一个重要特点，也是关键的一步。 在表头设计中，为了避免混杂，那些主要因素，重点要考察的因素，涉及交互作用较多的因素，应该优先安排，次要因素，不涉及交互作用的因素后安排。 所谓混杂，就是指在正交表的同列中，安排了两个或两个以上的因素或交互作用，这样，就无法区分同一列中这些不同因素或交互作用对试验指标的影响效果。 在实际研究中，有时试验因素之间存在交互作用。 对于既考察因素主效应又考察因素间交互作用的正交设计，除表头设计和结果分析与前面介绍略有不同外，其它基本相同。 【例】某一种抗菌素的发酵培养基由A、B、C三种成分组成，各有两个水平，除考察A、B、C三个因素的主效外，还考察A与B、B与C的交互作用。 试安排一个正交试验方案并进行结果分析。 下一张主主页页退退出出上一张 （4）有交互作用的正交设计与分析实例选用正交表，作表头设计由于本试验有3个两水平的因素和两个交互作用需要考察，各项自由度之和为3(2-1)+2(2-1)(2-1)=5，因此可选用用L8 (27)来安排试验方案。 正交表L8 (27)中有基本列和交互列之分，基本列就是各因素所占的列，交互列则为两因素交互作用所占的列。 可利用L8 (27)二列间交互作用列表来安排各因素和交互作用。 下一张主主页页退退出出上一张下一张主页退出上一张如果将A因素放在第1列，B因素放在第2列，查表可知，第1列与第2列的交互作用列是第第3列，于是将A与B的交互作用AB放在第3列。 这样第3列不能再安排其它因素，以免出现“混杂”。 然后将C放在第4列，查表12-30可知，BC应放在第6列，余下列为空列，如此可得表头设计，见表10-15。 下一张主主页页退退出出上一张列出试验方案根据表头设计，将将A、B、C各列对应的数字“1”、“2”换成各因素的具体水平，得出试验方案列于表10-16。 下一张主主页页退退出出上一张表10-15下一张主页退出上一张表10-16结果分析按表所列的试验方案进行试验，其结果分析与前面并无本质区别，只是应把互作当成因素处理进行分析；应根据互作效应，选择优化组合。 下一张主主页页退退出出上一张下一张主页退出上一张*试验结果以对照为100计。 试验号A AB BA AB BC C空列B BC C空列试验结果11111111111111115522111111222222223833112222111122229744112222222211118955221122112211221226622112222112211124772222111122221179882222112211112261K1279339233353337327347K2386326432312328338318k169.7584.7558.2588.2584.2581.7586.75k296.5081.50108.0078.0082.0084.5079.50极差R26.753.2549.7510.252.252.757.25主次顺序A ABACBBC C优水平A A22B B11C C11优组合A A22B B11C C11表10-17极差分析结果因素主次顺序为ABACBBC，表明AB交互作用、A因素影响最大，因素C影响次之，因素B影响最小。 优组合为A2B1C1。 二元表B B11B B22A A1146.593A A2212370例p348要生产每种食品添加剂，根据试验发现影响添加剂得率的因素有4个，每个因素设置2水平。 因素水平表见表10-18。 试验中可考虑交互作用AB、AC、BC。 水平试验因素温度A/时间B/h配比C C（两种原料）真空度C/kPa11575222:0153.3222090333:0166.65表10-18某种食品添加剂得率试验因素水平表正交表的选择自由度df T因素+交互作用+空列4*（2-1）+3*1+17+18那么正交表的行数adf T+19无空列时a8，选L8 （27）即可。 列c因素所占列+交互作用所占列+误差列（空列）因素列各因素各占一列，共计4列（4个因素）交互作用列因试验因素为2水平因素，其1级交互作用分占1列，共计3列（3组交互作用）。 误差列0或1列c4+3+077，因素水平为22，列为77的最小正交表即L L88 (277)。 可以看出尚无空列估计试验误差，应做重复试验或忽略某些交互作用。 试验号A AB BA AB BC CA AC CB BC CD D试验结果111111111111111186221111112222222295331122221111222291441122222222111194552211221122112291662211222211221196772222111122221183882222112211112288K K11366368352351361359359K K22358356372373363365365k k1191.592.088.087.890.389.889.8k k2289.589.093.093.390.891.391.3极差R2.03.05.05.50.51.51.5主次顺序CABBABC C、DAC C优水平A A22B B11C C22D1或D2优组合A A22B B11C C22D D11或D D22表10-19食品添加剂得率试验结果极差分析因素主次顺序为CABBABC、DAC，表明C影响最大，AB交互作用影响其次，为重要考察因素；AC、BC、D等影响小，为次要因素，AC、BC交互作用是由误差引起的，可以忽略。 表10-16二元表A A11A A22B B1190.593.5B B2292.585.5结论优组合为A2B1C2D1或A2B1C2D2极差分析法简单明了，通俗易懂，计算工作量少便于推广普及。 但这种方法不能将试验中由于试验条件改变引起的数据波动同试验误差引起的数据波动区分开来，也就是说，不能区分因素各水平间对应的试验结果的差异究竟是由于因素水平不同引起的，还是由于试验误差引起的，无法估计试验误差的大小。 此外，各因素对试验结果的影响大小无法给以精确的数量估计，不能提出一个标准来判断所考察因素作用是否显著。 为了弥补极差分析的缺陷，可采用方差分析。 下一张主主页页退退出出上一张3.2正交试验结果的方差分析3.2.1正交试验结果的方差分析方差分析基本思想是将数据的总变异分解成因素引起的变异和误差引起的变异两部分，构造F统计量，作F检验，即可判断因素作用是否显著。 正交试验结果的方差分析思想、步骤同前！总偏差平方和各列因素偏差平方和+误差偏差平方和 （1）偏差平方和分解空列（误差）因素SS SSSST? （2）自由度分解空列（误列（因素Tdf dfdf? （3）方差误差误差误差因素因素因素dfSSMSdfSSMS， （4）构造F统计量误差因素因素MSMSF （5）列方差分析表，作F检验若计算出的F值F0F a，则拒绝原假设，认为该因素或交互作用对试验结果有显著影响；若F0?F a，则认为该因素或交互作用对试验结果无显著影响。 （6）正交试验方差分析说明由于进行F F检验时，要用误差偏差平方和SS ee及其自由度df ee，因此，为进行方差分析，所选正交表应留出一定空列。 当无空列时，应进行重复试验，以估计试验误差。 误差自由度一般不应小于22，df ee很小，F F检验灵敏度很低，有时即使因素对试验指标有影响，用F F检验也判断不出来。 为了增大df ee，提高F F检验的灵敏度，在进行显著性检验之前，先将各因素和交互作用的方差与误差方差比较，若MS因（MS交）2MS ee，可将这些因素或交互作用的偏差平方和、自由度并入误差的偏差平方和、自由度，这样使误差的偏差平方和和自由度增大，提高了F F检验的灵敏度。 表10-20L9 (34)正交表处理号第第11列（A A）第第22列列第33列列第44列列试验结果yi1111111111y12211222222y23311333333y34422112233y45522223311y56622331122y67733113322y78833221133y89933332211y9分析第1列因素时，其它列暂不考虑，将其看做条件因素。 因素A第1水平3次重复测定值因素A第2水平3次重复测定值因素A第3水平3次重复测定值因素重复11重复22重复33A A11y1y2y3A A22y4y5y6A A33y7y8y9单因素试验数据资料格式和和y1+y2+y3K K11y4+y5+y6K K22y7+y8+y9K K33?9T-K K K319y9.y2y1y9y8y7y6y5y4y3y2y131SS22322212222A）（修正项）（）（）（）（?表头设计A AB B?试验数据列号1122?k kx xi ix xi i22试验号1111?x x11x x11222211?x x22x x2222?n nm m?x xn nx xn n22K K1j K K11K K12?K K1k K K2j K K21K K22?K K2k?K K mj K Km1K Km2?K Kmk K K1j22K K1122K K1222?K K1k22K K2j22K K2122K K2222K K2k22?K Kmj22K Km122K Km222?K Kmk22SS j j SS11SS22?SS kk CTQ SSr1QCTQ SSxQnT C