1、均勻試驗(yàn)設(shè)計(jì)1. 問題 的提出正交試驗(yàn)設(shè)計(jì) 是利用具有正交性的表格正交表來安排試驗(yàn)，使試驗(yàn)點(diǎn)具有“均衡分散、綜合可比”的特點(diǎn)。 “均衡分散”即均勻性，使試驗(yàn)均勻分布在試驗(yàn)范圍內(nèi)，每個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)都具有一定的代表性，實(shí)現(xiàn)以部分試驗(yàn)反映全面試驗(yàn)的情況，大大減少試驗(yàn)次數(shù)。 “綜合可比性” 使試驗(yàn)結(jié)果的分析十分方便，以利于分析各因素及其交互作用對(duì)試驗(yàn)指標(biāo)的影響大小及規(guī)律性。正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)存在的不足之處：u 為了保證綜合可比性，對(duì)任意2個(gè)因素而言必須是全面試驗(yàn)，每個(gè)因素的水平必須有重復(fù)。u 這樣的試驗(yàn)點(diǎn)在試驗(yàn)范圍內(nèi)就不能充分均勻分散，即試驗(yàn)點(diǎn)數(shù)不能過少。對(duì)于水平數(shù)為t的正交試驗(yàn)，至少要做t2次試驗(yàn)。當(dāng)水平數(shù)t較

2、大時(shí)，t2會(huì)很大，試驗(yàn)次數(shù)會(huì)很多。 例如：t=9，t2=81，即試驗(yàn)至少要做81種組合，這在實(shí)際中是難以實(shí)施的。因此，正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)只適用于因素水平不太多的多因素試驗(yàn)。 綜上所述，正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)為保證“綜合可比性”，在相同的試驗(yàn)組合數(shù)下，使均勻性受到一定限制，試驗(yàn)點(diǎn)的代表性還不夠強(qiáng)，試驗(yàn)次數(shù)不能充分的少。2 均勻試驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本思想 如果不考慮綜合可比性，而完全保證均勻性，讓試驗(yàn)點(diǎn)在試驗(yàn)范圍內(nèi)充分地均勻分散，不僅可大大減少試驗(yàn)點(diǎn)，而且仍能得到反映試驗(yàn)體系主要特征的實(shí)驗(yàn)結(jié)果。 這種完全從均勻性出發(fā)的試驗(yàn)設(shè)計(jì)，稱為均勻試驗(yàn)設(shè)計(jì)（uniform design）。例如： 對(duì)于5因素3水平試驗(yàn)。u 利用正交表

3、L25(56)安排試驗(yàn)時(shí)，至少要做25次試驗(yàn)，每個(gè)因素的水平都重復(fù)做了5次。 u 如果每個(gè)水平只做1次，同樣做25次試驗(yàn)，在因素水平范圍內(nèi)，每個(gè)因素分成25個(gè)水平，則可使試驗(yàn)點(diǎn)分布得更均勻。 u 由于均勻試驗(yàn)僅充分利用了試驗(yàn)點(diǎn)分布的均勻性，而舍棄了綜合可比性，所獲得的適宜條件雖然不見得是全面試驗(yàn)中最優(yōu)條件，但至少也在某種程度上接近最優(yōu)條件。 u 這樣，不僅可以滿足試驗(yàn)的一般要求，也為深入研究各因素的變化規(guī)律和進(jìn)一步尋優(yōu)創(chuàng)造了條件。3 均勻試驗(yàn)設(shè)計(jì)的特點(diǎn)a在因素水平較多的情況下，可以節(jié)省大量的試驗(yàn)工作量例如 74試驗(yàn)，全面試驗(yàn)要做2401次，正交試驗(yàn)也至少要做7249次試驗(yàn)，而用均勻試驗(yàn)僅需7次

4、。因此，對(duì)于多水平的多因素試驗(yàn)、試驗(yàn)費(fèi)用昂貴或?qū)嶋H情況要求盡量少做試驗(yàn)的場(chǎng)合，或篩選因素及收縮試驗(yàn)范圍進(jìn)行逐步尋優(yōu)的情況，均勻設(shè)計(jì)都是十分有效的試驗(yàn)設(shè)計(jì)方法。b.均勻設(shè)計(jì)的試驗(yàn)結(jié)果不具有綜合可比性由此，對(duì)其試驗(yàn)結(jié)果的處理不能采用極差或方差分析，而必須用回歸分析，所以試驗(yàn)結(jié)果處理較為復(fù)雜，這是均勻設(shè)計(jì)的一個(gè)缺點(diǎn)。4 均勻設(shè)計(jì)表與正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)相似，均勻設(shè)計(jì)也是利用一種表格來安排試驗(yàn)的，我們稱之為均勻設(shè)計(jì)表（table of uniform design），簡稱為均勻表。均勻設(shè)計(jì)表是根據(jù)數(shù)論在多維數(shù)值積分的應(yīng)用原理構(gòu)造而成的，它分為等水平表和混合水平表兩種。 7.2.1 等水平均勻設(shè)計(jì)表.等水平均勻

5、設(shè)計(jì)表的表達(dá)形式Un(tq) 各符號(hào)的含義如下：均勻設(shè)計(jì)表 因素個(gè)數(shù) U n（ t q ） 試驗(yàn)次數(shù) 因素水平數(shù)常用等水平均勻設(shè)計(jì)表 附錄中給出了常用的等水平均勻設(shè)計(jì)表。 表7-1是一張最簡單的等水平均勻設(shè)計(jì)表U5(54)，它最多可安排4個(gè)因素，每個(gè)因素5個(gè)水平，共做5次試驗(yàn)。表71 U5（54）均勻表 2. 等水平均勻設(shè)計(jì)表的特點(diǎn) 個(gè)因素的每個(gè)水平只做1次試驗(yàn) ； 任意2個(gè)因素組成的試驗(yàn)組合畫在平面格子點(diǎn)上，每行每列恰好有1個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)；例如 將U5（54）第1、第2列，以及第1、第4列各水平的組合分別畫在如圖7-1（a）和圖（b）所示的平面格子點(diǎn)上，顯然，每行每列恰好有1個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)。 水平均勻表

6、任意兩列之間組成的方案不一定是平等的u 由圖7-1可以看出，圖（a）中試驗(yàn)點(diǎn)的分布比圖（b）中的均勻性要好。 因此，使用均勻設(shè)計(jì)表時(shí)不能隨意挑選列，而應(yīng)選擇均勻性比較好的列。 u 具體設(shè)計(jì)時(shí)應(yīng)該怎么辦？ 一定要根據(jù)等水平均勻設(shè)計(jì)表的使用表安排試驗(yàn)。表71 U5（54）均勻表 表72 U5（54）的使用表 表7-2為均勻設(shè)計(jì)表U5(54)的使用表。它規(guī)定我們?cè)诶肬5(54)表進(jìn)行均勻試驗(yàn)時(shí)： 若有2個(gè)因素，應(yīng)該用第1、第2列； 若有3個(gè)因素，應(yīng)該用第1、第2、第4列。 附表中給出的均勻設(shè)計(jì)表，都附帶一個(gè)使用表。進(jìn)行設(shè)計(jì)時(shí)必須遵循使用表的規(guī)定，才能達(dá)到好的效果。 平數(shù)為奇、偶數(shù)的表之間，具有確定

7、的關(guān)系。 將奇數(shù)表劃去最后一行，就得到水平數(shù)比原奇數(shù)表少1的偶數(shù)表；相應(yīng)地，試驗(yàn)次數(shù)也少，而使用表不變。例如： 將U7(76)劃去最后一行，就得到了U6(66)，使用表不變。因此，附表中僅給出了水平數(shù)為奇數(shù)地均勻設(shè)計(jì)表。 等水平均勻表的試驗(yàn)次數(shù)與該表的水平數(shù)相等。當(dāng)水平數(shù)增加時(shí)，試驗(yàn)次數(shù)也隨之增加。 例如 t=7 ® 8， 均勻設(shè)計(jì) n=7 ® 8， “隨著水平數(shù)的增加，試驗(yàn)次數(shù)的增加具有 連續(xù)性”。 正交設(shè)計(jì) n=49 ® 64，“隨著水平數(shù)的增加，試驗(yàn)次數(shù)的增加有 跳躍性”。均勻設(shè)計(jì)中增加因素水平時(shí)，僅使試驗(yàn)工作稍有增加，這是均勻設(shè)計(jì)的最大優(yōu)點(diǎn)。7.2.2 混

8、合水平均勻設(shè)計(jì)表1.混合水平均勻設(shè)計(jì)表的一般形式 混合水平均勻設(shè)計(jì)表用于安排因素水平不相同的均勻試驗(yàn)。 其形式為： Un（t1q1×t2q2×t3q3）式中：n為試驗(yàn)次數(shù)， t1，t2，t3為不同的水平數(shù)， q1，q2，q3分別是t1，t2，t3水平對(duì)應(yīng)的列數(shù)。2.混合水平均勻設(shè)計(jì)表的構(gòu)造 混合水平均勻設(shè)計(jì)表是在等水平的均勻設(shè)計(jì)表的基礎(chǔ)上，利用擬水平的方法得到的。 例7-1 某試驗(yàn)考察A，B，C 3個(gè)因素。A，B取3個(gè)水平，C取2個(gè)水平，這個(gè)試驗(yàn)直接用等水平均勻表是不可行的，但我們可采用擬水平法對(duì)等水平均勻設(shè)計(jì)表進(jìn)行改造。 選擇均勻表U6(66)，按使用表的規(guī)定，應(yīng)該采用該

9、表的第1、2、3列； 采用擬水平法對(duì)其進(jìn)行如下改造：u 對(duì)于第1、2兩列的水平 將1、2 1， 3、4 2， 5、6 3；u 對(duì)于第3列的水平， 將1、2、31， 4、5、62。u 這樣，便得到了如表7-3所示的混合水平均勻設(shè)計(jì)表U6(32×21)，將因素A，B，C依次放在U6(32×21)的第1、第2、第3列上進(jìn)行試驗(yàn)即可。表73 U6(66) U6（32×21）表7-3有很好的均衡性，如第1列和第3列，第2列和第3列的所有水平組合均出現(xiàn)，且只出現(xiàn)1次。但不同的擬水平設(shè)計(jì)，其均勻性效果是有差別的。例7-2 某試驗(yàn)考察A，B，C共3個(gè)因素，A，B因素為5個(gè)水平，C

10、因素為2個(gè)水平，用均勻設(shè)計(jì)安排試驗(yàn)。u 若選用U10（1010）均勻設(shè)計(jì)表來進(jìn)行改造，由使用表可知應(yīng)選第1、5、7列。現(xiàn)作如下改造： 第1、5列的水平 （1，2）1，（3， 4）2，（5，6）3， （7，8）4，（9，10）5； 第7列的水平： （1，2，3，4，5）1，（6，7，8，9，10）2表74 擬水平設(shè)計(jì)的U10（52×21） 表7-4的第1、3列的水平組合中： 有2個(gè)(2，2)，但沒有(2，1)； 有2個(gè)(4，1)，但沒有(4，2)。 因此，該表的均衡性不好 若同樣采用U10(1010)表，但選用第1、2、5列，可通過擬水平方法，獲得如表7-5所示的U10（52×

11、;21）均勻表。該表具有很好的均衡性。表7-5 擬水平設(shè)計(jì)的U10（52×21） 3.構(gòu)造混合水平均勻設(shè)計(jì)表應(yīng)注意的幾個(gè)問題. 所選擇的均勻設(shè)計(jì)表的水平數(shù)應(yīng)³需考察的因素中最大水平數(shù)。 擬水平法構(gòu)造混合水平均勻設(shè)計(jì)表時(shí)，為使生成的混合水平表有較好的均衡性，不能按使用表的指示選擇列，而是通過比較確定選用哪些列去生成混合水平表。為了使用方便，附表中(P351)給出了常用混合水平表的構(gòu)造方法，按照其指示生成的混合水平均勻表的具有較好的均衡性。 7.3 均勻試驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本方法 與正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)相同。主要包括方案設(shè)計(jì)、試驗(yàn)、結(jié)果處理與分析，以及驗(yàn)證試驗(yàn)四個(gè)部分。具體步驟如下：1.根據(jù)試

12、驗(yàn)?zāi)康模_定試驗(yàn)指標(biāo) 2.選擇試驗(yàn)因素與水平u 進(jìn)行均勻設(shè)計(jì)時(shí)，試驗(yàn)范圍盡可能寬一些，以防最佳條件遺漏。 u 每個(gè)因素的水平可適當(dāng)多取一些，使試驗(yàn)點(diǎn)分布更均勻。 u 若某些因素多取水平有困難，則可少取幾個(gè)水平，即各因素的水平數(shù)可以不一樣。3.選擇均勻設(shè)計(jì)表及表頭設(shè)計(jì)u 選擇均勻設(shè)計(jì)表是均勻設(shè)計(jì)很關(guān)鍵的一步，應(yīng)根據(jù)預(yù)研究的因素個(gè)數(shù)、水平數(shù)、試驗(yàn)次數(shù)來選擇。 u 由于均勻設(shè)計(jì)的試驗(yàn)結(jié)果沒有綜合可比性，因此不能用極差或方差分析法對(duì)其進(jìn)行處理與分析，而必須采用多元回歸分析，找出描述m個(gè)因素（x1，x2，xm）與依變量y之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，并建立回歸方程。 均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)次數(shù)確定 若各個(gè)因素與依變量y之間的統(tǒng)

13、計(jì)關(guān)系是線性時(shí)，多元回歸方程為：要求出這m個(gè)（不包括b0，b0可由這m個(gè)偏回歸系數(shù)求出）偏回歸系數(shù)bj（j=1，2，m），就要列出m個(gè)方程。 為了對(duì)求得的方程進(jìn)行檢驗(yàn)，還要增加一次試驗(yàn)，共需m1次試驗(yàn)。所以應(yīng)選擇試驗(yàn)次數(shù)n大于或等于m1的均勻設(shè)計(jì)表。當(dāng)各因素與依變量的關(guān)系為非線性時(shí)，或因素間存在交互作用時(shí)，則回歸方程為多元高次方程。 例如，各因素與響應(yīng)均為二次關(guān)系時(shí)，回歸方程為：式中：xixj反映因素間的交互效應(yīng)， xi2 反映因素的二次項(xiàng)影響。 回歸方程的系數(shù)的個(gè)數(shù)（含常數(shù)項(xiàng)b0）總數(shù) 為： 其中：m為因素個(gè)數(shù)，最后一項(xiàng)為交互作用項(xiàng)個(gè)數(shù)。為了求解非線性方程式（7-2），必須選用試驗(yàn)次數(shù)大于回

14、歸方程系數(shù)總數(shù)的均勻設(shè)計(jì)表。 即：n ³ Q 例如：試驗(yàn)考察3個(gè)因素，即m=3時(shí) 若各個(gè)因素與依變量之間均為線性關(guān)系 1+m=4，即：n³Q=4，可選用試驗(yàn)次數(shù)為5的U5(54)表安排試驗(yàn)。 若各個(gè)因素的二次項(xiàng)對(duì)依變量也有影響 1+m+m7，試驗(yàn)次數(shù)應(yīng)大于n³Q=7，至少選用U7(76)表安排試驗(yàn)。如果因素之間的交互作用也要考慮Q=1+m+m+m(m-1)2=10 即：試驗(yàn)次數(shù)n³Q=10，可選用U10(1010)表安排試驗(yàn)。 由此可見：u 因素的個(gè)數(shù)和所建方程的次方直接影響試驗(yàn)工作量 為了盡量減少試驗(yàn)次數(shù)，在安排試驗(yàn)之前，應(yīng)該用專業(yè)知識(shí)判斷一下各因素對(duì)

15、依變量影響的大致情況，各因素之間是否存在交互作用，刪去影響不顯著和影響較小的交互作用項(xiàng)及二次項(xiàng)以便減少回歸方程的系數(shù)，從而減少試驗(yàn)次數(shù)。u 若因素的水平不相等，則選用混合水平均勻表 所選混合水平的列數(shù)應(yīng)當(dāng)與試驗(yàn)因素的個(gè)數(shù)一致，且某水平的列數(shù)應(yīng)與試驗(yàn)因素具有相應(yīng)水平的個(gè)數(shù)一致。3. 制定試驗(yàn)方案等水平表 根據(jù)因素個(gè)數(shù)在使用表上查出可以安排因素的列號(hào)，再把各因素依其重要程度為序，依次排在表上。通常先排認(rèn)為是重要的，或是希望首先了解的因素； 混合水平均勻設(shè)計(jì)表 則按水平把各因素分別安排在具有相應(yīng)水平的列中。各因素所在列確定后，將安排的因素的各列的水平代碼轉(zhuǎn)換成相應(yīng)因素的具體水平值，就得到了試驗(yàn)設(shè)計(jì)方

16、案。 均勻設(shè)計(jì)表的水平數(shù)多于因素設(shè)置的水平時(shí) 例如 用U12(1212)表安排6水平因素的試驗(yàn)時(shí)，可采用擬水平的方法，將設(shè)置的每個(gè)水平重復(fù)一次按排入所用的均勻設(shè)計(jì)表中。必須指出：在均勻設(shè)計(jì)時(shí)，其表中的空列（沒有安排因素的列）既不能用于考察交互作用，也不能用于估計(jì)試驗(yàn)誤差。5.試驗(yàn)結(jié)果的計(jì)算與分析 由于均勻設(shè)計(jì)沒有綜合可比性，所以，對(duì)試驗(yàn)結(jié)果的分析不能采用極差分析和方差分析法，通常采用直接分析和回歸分析法。直接分析法 即從已做的試驗(yàn)中挑選一個(gè)試驗(yàn)指標(biāo)最好的試驗(yàn)點(diǎn)，該點(diǎn)相應(yīng)的因素水平組合即為預(yù)尋找的較優(yōu)的工藝條件。 由于試驗(yàn)點(diǎn)充分均勻分布，試驗(yàn)點(diǎn)中的最優(yōu)的工藝條件，離在試驗(yàn)范圍內(nèi)通過全面試驗(yàn)尋找的

17、最優(yōu)工藝條件不會(huì)很遠(yuǎn)。這個(gè)方法看起來粗糙，但大量實(shí)踐證明，它是十分有效的方法。回歸分析法 均勻設(shè)計(jì)的結(jié)果分析應(yīng)采用回歸分析法。通過對(duì)試驗(yàn)結(jié)果的分析，可獲取如下有用信息：a.得出反映各試驗(yàn)因素與試驗(yàn)指標(biāo)關(guān)系的最優(yōu)回歸方程； b.根據(jù)偏回歸系數(shù)顯著性程度，或MSj、標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)的絕對(duì)值大小，得出試驗(yàn)因素對(duì)試驗(yàn)指標(biāo)影響的主次順序； c.根據(jù)方程的極值點(diǎn)，可得到最優(yōu)組合條件。7.4 均勻試驗(yàn)設(shè)計(jì)的應(yīng)用7.4.1 利用正規(guī)方程組，建立回歸方程 例7-3 在啤酒生產(chǎn)的某項(xiàng)試驗(yàn)中，需考察底水、吸氨時(shí)間2個(gè)因素對(duì)試驗(yàn)指標(biāo)吸氨量的影響。每個(gè)因素取9個(gè)水平，進(jìn)行均勻試驗(yàn)。因素水平如表7-6所示，試驗(yàn)指標(biāo)吸氨量（g

18、）為越大越好­。表7-6 啤酒生產(chǎn)因素水平表1.試驗(yàn)方案設(shè)計(jì)與試驗(yàn)顯然，選U9(96)表比較合適，由U9(96)的使用表可知，因素z1，z2應(yīng)安排在1，3列，試驗(yàn)方案及結(jié)果見表7-7。表7-7 啤酒生產(chǎn)U9(96)均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)方案與結(jié)果2.試驗(yàn)結(jié)果分析 直接分析法從表7-7中試驗(yàn)數(shù)據(jù)可見，第2號(hào)試驗(yàn)的指標(biāo)值6.3為最大，第2號(hào)試驗(yàn)對(duì)應(yīng)的條件為較優(yōu)的工藝條件。 即：底水137.0（g），吸氨時(shí)間240（min）。 回歸分析法a.建立反映各試驗(yàn)因素與試驗(yàn)指標(biāo)關(guān)系的最優(yōu)回歸方程為了計(jì)算方便，對(duì)因素z1，z2的各水平值作如下線性變換：變換后的因素水平值正好是U9(96)相應(yīng)列中的水平數(shù)字，如

19、表7-7所示。這樣就大大簡化了計(jì)算。于是：表7-7 啤酒生產(chǎn)U9(96)均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)方案與結(jié)果正規(guī)方程組為：根據(jù)上述計(jì)算結(jié)果與正規(guī)方程組得：方程偏回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)： 表7-8 啤酒生產(chǎn)U9(96)均勻試驗(yàn)結(jié)果的顯著性檢驗(yàn)方差來源SSdfMSF回歸9.23030324.6151525271.923 x17.21024717.2102478240.282 x22.82652112.8265213230.031 離回歸0.00525360.000875總體9.2355568注： F0.01(2,6)=10.92 ， F0.01(1,6)=13.75 將回歸方程返回到z空間可得:由表7-8可知回歸

20、方程、 Z1、 Z2均為高度顯著，所以方程： 最優(yōu)回歸方程 b.判斷試驗(yàn)因素對(duì)試驗(yàn)指標(biāo)影響的主次順序u 根據(jù)平均偏差平方和MS的大小判斷 由表7-8可得： Z1 Z2計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)，并根據(jù)其絕對(duì)值大小判斷（略）C.根據(jù)方程的極值點(diǎn)，求最優(yōu)組合條件顯然，指標(biāo) y 隨因素 z1 的增加而減少，隨因素z2 的增加而增加。 當(dāng) z1136.5，z2250 時(shí)，指標(biāo)所以計(jì)算分析最優(yōu)組合條件為：底水136.5g，吸氨時(shí)間250min。 該組合條件下： 可同時(shí)進(jìn)行驗(yàn)證試驗(yàn)。7.4.2 利用Excel回歸分析工具軟件處理，獲得回歸方程例7-4 在發(fā)酵法生產(chǎn)肌苷中，培養(yǎng)基由葡萄糖、酵母粉、玉米漿、尿素、硫酸銨

21、、磷酸氫二鈉、氯化鉀、硫酸鎂和碳酸鈣等成分組成,由于培養(yǎng)基成分較多，且通常采用的水平也較高，不便運(yùn)用正交試驗(yàn)方法，擬通過均勻試驗(yàn)確定最佳培養(yǎng)基配方。1.確定試驗(yàn)指標(biāo)根據(jù)本試驗(yàn)?zāi)康模园l(fā)酵液產(chǎn)肌苷量（mg/mL）作為試驗(yàn)指標(biāo)，指標(biāo)越大越好。2.選擇試驗(yàn)因素與水平根據(jù)專業(yè)知識(shí)和有關(guān)資料，選用(NH4)2SO4、葡萄糖、尿素、酵母和玉米漿5種成分為試驗(yàn)因素，每個(gè)因素至少取5個(gè)水平。3.確定試驗(yàn)次數(shù)本試驗(yàn)考慮的因素共5個(gè)，考慮到有的因素與試驗(yàn)指標(biāo)可能時(shí)二次關(guān)系，即至少要進(jìn)行10次試驗(yàn)。4.選擇均勻設(shè)計(jì)表根據(jù)因素個(gè)數(shù)以及確定的試驗(yàn)次數(shù)，每個(gè)因素可取10個(gè)水平，選取的因素水平如表7-9所示。故選用U10（

22、1010）均勻表。表7-9 發(fā)酵法生產(chǎn)肌苷試驗(yàn)因素水平表 5.制定試驗(yàn)方案，并進(jìn)行實(shí)驗(yàn)根據(jù)U10(1010)表的使用表，當(dāng)5個(gè)因素時(shí)，應(yīng)安排1，2，3，5，7列上。因此將x1，x2，x3，x4和x5分別安排在第1、第2、第3、第5、第7列上。再把每列的水平代碼換成相應(yīng)因素的水平值，即得到試驗(yàn)方案如表7-10。表7-10 肌苷生產(chǎn)均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)方案及結(jié)果 6.試驗(yàn)結(jié)果分析u 直接分析法對(duì)表7-10試驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行直觀分析，第9號(hào)試驗(yàn)的試驗(yàn)指標(biāo)（肌苷產(chǎn)量）最好，其對(duì)應(yīng)的條件即為較優(yōu)的工藝條件。u 回歸分析法利用Excel回歸分析工具軟件，處理表7-10數(shù)據(jù)，以獲得最優(yōu)回歸方程。 立最優(yōu)回歸方程設(shè)：擬構(gòu)造

23、的線性回歸方程有如下形式：表7-10 肌苷制備均勻設(shè)計(jì)試驗(yàn)方案及結(jié)果 試驗(yàn)號(hào)x1x2x3x4x5 y18.50.31.71.20.8520.87290.421.450.6517.1539.50.52.31.15121.094100.61.51.40.823.6510.50.71.81.10.623.486110.252.11.350.9523.4711.50.352.41.050.7517.878120.451.61.30.5526.17912.50.551.910.926.7910130.652.21.250.714.8a.回歸系數(shù)的求解對(duì)試驗(yàn)結(jié)果，采用Microsoft Excel回歸分析工具軟件處理，得自變量x1、x2 、x3 、x4 、x5 的回歸系數(shù)如下表：表7-11 肌苷制備試驗(yàn)結(jié)果回歸分析Coefficients標(biāo)準(zhǔn)誤差t StatP-valueIntercept42.9688221.395532.0083080.115021x10.7790910.8631370.9026270.417765x2-4.854558.631373-0.562430.603848