工程统计学实验指导书

1、中国矿业大学矿业学院实验报告课程名称姓 名工程统计学实训班级日期教师_实验报告实验、实验目的MINITAB的根本操作、描述统计与区间估计1?了解MINITAB的根本命令与操作、熟悉 MINITAB数据输入、输出与编辑方法2. 熟悉MINITAB用于描述性统计的根本菜单操作及命令；3. 会用MINITAB求密度函数值、分布函数值、随机变量分布的上下侧分位数；变量 累积数、实验准备1.2.均值均值标准误参阅教材求出频程统计频数分布;采用的命令以上数据的频率直方图统计S>根本统计量 > 描述性统计;P241卩调整均值标准差最小值下四分位数 中位数246 ；统计S>图表 >直方

2、图；三、实验内容1.测量100株玉米代的单株产里单位:百克，记:录女口下100个数据4.53.32.73.22.93.03.8 4.12.63.32.02.9 3.13.43.34.01.61.75.02.83.73.5 3.93.83.52.62.7 3.83.63.83.52.52.82.23.23.02.9 4.83.01.62.52.0 2.52.42.95.02.34.43.93.83.43.3 3.92.42.63.42.3 3.21.8 3.93.02.54.73.34.02.13.5 3.13.02.82.72.5 2.13.02.43.53.93.83.04.61.5 4.0

3、 1.81.54.32.42.3 3.33.43.63.43.54.02.33.43.71.9 3.94.03.4图表柱状图；计算 > 概率分布> 二项/正态/ F / t. 请求出以下统计量：样本数，平均值，中位数，截尾平均数，样本标准差，样本平均数的标准差，最大值，最小值，第1、3个四分位数C1 100 3.14600.08063.1400 0.8065 1.50002.5000 3.2000变量上四分位数最大值C1 3.8000 5.0000所有数据内的百分比比分百单株产量直方图出初步分析。640T力2.2°名员工的收入，求出工资总额，平均工资等，并作部门根本工资奖

4、金分红O丄 O O O115°8°O8°°13°O O5O8°13°O O5O8°丄 O O O1,004O8°丄 O O O1,004O8°13°°O O5O8°丄 O O O18 ° °O9°丄 O O O1O O5O9°13°°O O5O8°丄 O O O1,004O8°丄 O O O1,00419°13°°O O519°丄 O O O18

5、° °19°丄 O O O1O O519°13°°O O519°丄 O O O1,00419°丄 O O O1,004111。°15O O519°丄 O O O1O O518°12 ° °C ° °6nzAi粧叢鱼廿组可迭、鱼描述性统计：根本工资，奖金，分红均值标变量N N*均值准误标准差最小值下四分位数中位数根本工资 20 0 870.017.980.1 800.0800.0 900.0奖金20 0 1150.040.7 182.1 1000.

6、01000.0 1000.0分红20 0 520.029.6 132.2 400.0400.0 500.0变量上四分位数最大值根本工资900.0 1100.0奖金1300.0 1500.0分红500.0 800.0均值为2540平方砂广H丰缺尖加IT缺失他玦尖-u平方曲闪Jr ry r合 讣i lia壮 I将箔果存緒往同球助 I确走如 戦酒 I县示厢述性统计昂3、产生一个F贵0分10分布，并画出其图形4、用MINITAB训菜单命令求 Xa2 9分布的双侧0.05分位数 框差 和均值 LJ- VJ XJT存淮c竝小0.9 J帝九奁量3 : 6a 20 1 7T： “a 4o 3晟丿光cr rrr

7、腹差一XffiE 1 *将拮果耳蚌在 进16-PIPQ嵇囲|I' 工|* 剧护噌尊 曹申右驴药E取消入 VIJ口选耳每J.I实验二MINITAB的图形分析、实验目的1?了解MINITAB的图形分析方法；2. 熟悉MINITAB用于各种图形分析、实验准备1. 参阅教材?工程统计学?2. 采用的命令：P241 ? P246 ;统计S >质量工具；统计S >图表直方图；图表柱状图；计算 > 概率分布 > 二项/正态/ F / t;三、实验内容1.直方图、茎下表是 电脑公司某年连续120天的销售量数据单位：台。试对其进仃画出叶图、箱线图；解释结果并说明其分布特征。234

8、 159 187 155 158 172 163 183 182 177 156 165 143 198 141 167 203 194 196 225 177 189 203 165 187 160 214 168 188 173 176 178 184 209 175 210 161 152 149 211 206 196 196 234 185 189 196 172 150 161 178 168 171 174 160 153 186 190 172207 228 162 223 170 208 165 197 179 186 175 213 176 153 163 218 180

9、192 175 19 7 144 178 191 201 181 166 196 179 171 210 233 174 179 187 173 202 182 154 164 215 233 168 175 198 188 237 194 205 195 174 226 180 172 211 190 200 172 187 189 188 195.显示 S述性坑计虽茎叶图显示：销售量数据茎叶图销售量数据N二120叶单位=1.04 14 1349 13 15 02334568927 20 012335678917 21 00113458922 35685 23 33447显示佃述性g充计量-

10、團形臣数据祁璃坦选择.1蜿计宝电1据ccc销售量数据直方图销售量数据的箱线图250计分析，研究天津平均气温和济南平均气温的根本特征1-7月持续升温,7-12月持续降温。天津、济南某年各月份的平均气温单位：摄氏度月份天津济南1-2.80.023.37.035.98.8414.716.0522.023.3625.826.2727.226.6826.425.4922.121.81013.214.7115.68.3120.02.3在1-6月济南平均气温高，在7-9月，天津平均气温高，在10-12月，济南平均气温 高。在总体变化趋势上，济 南和天津变化趋势大致相 同,3下表为STS冷轧工厂ZRM不良现状

11、,试做分析轧机垫纸印痕0.51垫纸压入0.68微细裂纹0.77斑痕1.11异物压入1.33线形裂纹1.97划伤2.22污染2.27辊印2.44摩擦痕7.78不良现状的Pareto图20 -15 -10-5 -100-80-60 比分百-40竽数据7.78百分比36.9累积%36.902.442.272.221.971.331.110.770.680.5111.610.810.59.36.35.33.73.22.448.559.369.879.185.490.794.497.6100.0加工卄豪cs-r实验目的实验二参数估计与假设检验1.熟悉MINITAB进行假设检验的根本命令与操作;2.会用M

12、INITAB进行单个、两个正态总体均值的参数估计与假设检验3.方差的假设检验三、实验准备1.参阅教材?工程统计学?1. 采用的命令： 统计(S)>根本统计量统计(S)>根本统计量实验内容1.从一批鱼中随机地抽出验,(1)测得鱼组织的含汞量会用MINITAB进行单个、两个正态总体22P56 ；> 1 Z单样本；> 2双样本T等.(ppm)为：2.06,求这一批鱼的组织中平均含汞量的点估计值;统计(S)>根本统计量 > 1 T单样本;设鱼被汞污染后，鱼的组织中含汞量6条进行检1.93, 2.12, 2.16, 1.98, 1.95,根据以往历史资料知道:二=0.

13、10，以95%的置信水平，求这一批鱼的组织中平均含汞(3)设二未知，以95%的置信度，求这一批鱼的组织中平均含汞量的范围(1)含汞量(ppm)的平均值=2.033334CIC?IC3HTC4C5空盍意期韵12L9332.1242,恺&SiuS510X? N(J 二)，量的范围;2.某种木材横纹抗压力的实验值服从正态分布，对2如下(单位：K g/cm )482 493 457 471 510 446 435 418 394 496(3)化肥厂用自动包装机包装化肥,3.额定重量为100千克，标准差为1.2千克.某日幵工后，为了确定包装机这天的工作是否正常，平均机扌看取垂 含至 I 护？2

14、0333 D称得重量如下:99.398.7100.598.399.7CI3每包的重量服从正态分布,竜准? 3-TZjel0 K869袋化肥,99.5102.1100.5101.2i *:*设方差稳定不变，问这一天包装机的工作是否正常 =0.10?|g B呼均疽抵唯歪豔醫4 9 M 9TS J.Z1Z O.ADO9(嗟畳悟股间Z P旳 9.3E0, JCC.&3&) -OLO& D.S5&<| J4C2c章酣1阿32SB. 731GD. 54媲.35fiWr5T102r LSIC'D. 5910L21011< JlCJ n辛丰折在期醞厂FIS

15、.广fl:总数矗和竝|堆晦& - r""标推差5: LE-P进钉假逊检12 TI耶设均直IDO-mg?.选虹疋|确定册|型因为p=0.956>=0.1,所以接受原假设，包装机工作正常4.某人射击成绩击中环数服从正态分布方差未知，现考察他参加五场比赛的成绩为单位：环150156145160170问是否可以认为他的成绩可达174 环(-:=0.05 )?单样卒T:廉融丸单位:<F mi =弓壬174的桧峪951t畳信因司r FH4.29 ? 16?. 12) -4.15 0.0l<P觀假设峻脸IU因为5.资料认为,it项巴确定HP朗消I珮琬如：:LTA

16、P-*>成蟻丸甲检：玮丿160L66p=0.014<0.055，所以拒绝原假设，成绩不可能到达L60170青山乡水稻亩产服从方差为174 o根据过去几年农产量调查的5625的正态分布今年在实割实测前进行的估产中，随机抽取了10块地，亩产分别为 单位：斤540 632 674 680 694 695 708 736 780 845?( a =0.05)问：根据以上估产资料，能否认为青山乡水稻亩产的方差没有发生变化变量N标准差方差亩产单位:斤1081.7 '668095%置信区间标准差置信方差置信区变量方法区间间亩产单位:斤标准(56.2, 149.2) (3160, 2226

17、4)调整的(52.1, 186.3) (2716, 34707)检验变量方法卡方自由度P值亩产单位:斤标准10.699.00 0.595调整的6.705.64 0.621因为p=0.595>0.05,所以接受原假设，可以认为没有发生变化研究矮壮素使玉米矮化的效果，在抽 8栋、对照区玉米9栋，i牛加砒走阴aE严单整二斤3 3-a S33 343 a=整抵址却酎 Sij -Wj 十 _|i|M - o 1<fiOT i Q i -ilBTfl因为p=0.009<0.05,所以拒绝原假设,化玉米的效果。所以有矮目 R - LL6.穗期测定喷矮壮素小区35t .AT 区间其株高结果如

18、下表，请你鉴定该矮壮素是否有矮化玉米的效果?喷矮壮素160160200160200170150210对照170270180250270290270230170、曲H霍« 列E 11<C1Cf 址 * H:单方差检验和置41W2W二0 対 信区间：亩产单位：斤方h法1 J» flj:原假设西格玛平方:;备择假设西格玛平方厂=56253!til 不 =56251 址密i罩啟标准方法只适用于正态分布。实验四方差分析、实验目的1. 熟悉MINITAB中进行方差分析的根本命令与操作；2. 会用MINITAB进行单因素、有 无交互作用的双因素试验的方差分析 实验准备1. 参阅教材

19、?工程统计学?P58P77 ；2. 采用的命令：统计S>方差分析 > 单因子/单因子未堆叠存放；统计S>方差分析 > 双因子/平衡方差分析等三、实验内容1.每猪所增体重单位：单因子方差分析：增重与饲料以A、B、C三种饲料喂猪，得一月后500克于下表，试分析三来源自由度SS MS F P饲料2 934.7467.4 31.10 0.001误差6 90.215.0合计8 1024.9S = 3.877 R-Sq = 91.20% R-Sq种饲料对猪的增重效果.(调整)=88.27%饲料514043482325262328平均值基于合并标准差的单组95%置信区间水平 N 平均

20、值 标准差 + + +-A1445.5004.933(-*-)A2324.6671.528 (- -*)A3225.5003.536 ( -*)24.032.040.048.0合并标准差=3.8772.在某橡胶配方中, 定强如下：考虑三种不同的促进剂 A,四种不同份量的氧化锌 B,每种配方各 做一次试验，测得300%氧化锌促进剂、BiB2B3B4Ai31343539A233363738A335373942试分析促进剂，氧化锌对定强的影响双因子方差分析：定强与促进剂, 氧化锌来源自由度SS MS FP促进剂0.003氧化锌0.000误差合计2 25.1667 12.5833 18.123 69.

21、3333 23.1111 33.286 4.1667 0.694411 98.6667S = 0.8333 R-Sq = 95.78% R-Sq调整=92.26%分析因为P1=0.003<0.05拒绝原假设H0,即所检验的行因素对观察值有显著影响，即促进剂对定强有显著影响 P=0.000<0.05,拒绝原假设H0,说明均值之间的差异是显著的，即所检验的列因素对观察值有显著影响即氧化锌对定强有显著影响。A1=460A2=520A3=580A4=640B1=071,7372, 7375, 7377, 75B2=473, 7576, 7478, 7774, 74B3=876, 7379,

22、7774, 7574, 73B4=1275, 7373, 7270, 7169, 693.了研究 合成纤 重复做两次试验，测得弹性数据如下:(1)拉伸倍数、收缩率及其父互作用对弹性影响有尢统计意义？(2)使纤维弹性到达最大的生产条件是什么双因子方差分析：弹性数据与收缩率，拉伸倍数来源自由度SSMSF P收缩率3 70.59423.5313 5.820.004拉伸倍数38.5942.8646 0.710.556误差25 101.0314.0412合计31 180.219S = 2.010R-Sq = 43.94% R-Sq调整=30.49%P1=0.004<0.05,所以拒绝原假设，即收缩

23、率与数据有显著的影响。P2=0.556>0.05，所以接受原假设，拉伸倍数与数据没有显著影响由箱线图可知，是纤维弹性到达最大的条件是B3=8, A2=520实验五相关分析与回归分析、实验目的1. 熟悉MINITAB中进行回归分析与相关性分析的根本命令与操作;2. 会用MINITAB进行一元和多重线性回归分析、相关性分析；3. 会用MINITAB进行可线性化的一元非线性回归分析实验准备1. 参阅教材?工程统计学?2. 采用的命令：P79 -卩 97 ；统计S>回归 > 回归；统计S>根本统计量 > 相关等.回归分析:y与x回归方程为y = - 0.00571 + 0

24、.0234 x自变量系数系数标准误常量-0.0057140.005642 -1.01x 0.0234286 0.0003130 74.86S = 0.00828079 R-Sq = 99.9% R-Sq方差分析来源自由度 SS MS0.38423 0.38423 5603.330.3580.000(调 =99.9% 整)0.000残差误差5 0.00034 0.00007合计0.38457异常观测值观测值x拟合值7 30.0 0.71000 0.69714 0.005641.拟合值标准化标准误残差 残差0.012862.12Rx051015202530y0.000.110.230.340.46

25、0.570.71R表示此观测值含有大的标准化残差新观测值的预测值三、实验内容新观1?测量不同浓度X%的葡萄糖液在光电比色计上的消光度，得结果数据如表试根据结果求出经验回归方程，并据之预测葡萄糖液浓度X=12的消光度及95%勺预测強量间拟合值预测区间新观测值的自.A测值 拟合值 标准误95%置信区间95%1 0.27543 0.00327 (0.26703, 0.28383) (0.25254, 0.29831)变量值新观测值x1 12.0回归方程为y = - 0.00571 + 0.0234 xMC5 1Cl 1C2Cly11乩呂146rD6L. 3215-9】£久?* 23519.

26、8代079.0*ig.g122.423.5140. D呱2SM.4174.377,5n1 a aiAi £on虫回归分析:y与x1, x2回归方程为y = 175 - 2.46 x1 - 0.363 x2自变量常量175.19x11 -2.4576x2-0.36271系数系数标准误0.2476 -9.93 0.0000.03913 -9.27 0.0009.383 18.67 0.000S = 1.35013 R-Sq = 93.1% R-Sq 方调整=91.4%回归C3C4迹3 r力娜賠因子砂 DurbinrT? tsan 坨计母厂TRESS 的9.平方£选顶叩.I有 t

27、ill).一 I显著性检验：HO:相关性不明显，因为H1:相关性明显P=0.000<0.05 ,拟合度 所以拒绝H0,艮卩x与y的相关性明显。检验：R-Sq =0.999趋近于1 ,所以拟合程度高。X=12的消光度拟合值为0.27543 , 95%预测区间为0.25254, 0.298312.研究杂交水稻南优点号在不同密度和肥料条件下的每亩穗数和结实Xi 万穗/亩每穗粒数X2率丫百分率的关系，得下表。变量观察值X116.615.918.819.923.514.416.417.318.419.319.9X2146.0163.5140122.4140174.3145.9147.5139.11

28、26.8125.2丫81.377.27882.666.277.980.477.779.780.683.3试在MINITAB中做回归分析1检验xi与x2的相关性;求丫与x1、x2的二重线性回归方程并检验；求在点17.8，137 的95%勺预测区间.1相关:x1, x2x1和x2的Pearson相关系数=-0.720 ,所以为 负相关P 值=0.012差分析来源回归自由度SS MS2 196.619 98.309 53.930.000残差误差8 14.583 1.823合计10 211.202帮曲来源自由度Seq SS新枫i#宜的倔IZ间0 |178 1ST董信水平0:存睛厂111合值D厂拟合值転

29、准逞I?-厂畫訓心厂卿斑址x1 1 40.032x2 1 156.587异常观测值标准化拟合值观测值x1 y拟合值标准误残差残差5 23.5 66.200 66.659 1.297 -0.459 -1.22 X11 19.9 83.300 80.874 0.632 2.4262.03RR表示此观测值含有大的标准化残差X表示受X值影响很大的观测值。新观测值的预测值新观拟合值测值拟合值标准误 95%置信区间95%预测区间1 81.755 0.511 (80.576, 82.935) (78.426, 85.085)新观测值的自变量值新观测值x1 x21 17.8 1373.与收益大小的关系,某工厂

30、为了验证工厂的资本利用率上下 作了一次调查，获得数据如表:资本利用率Xi%13510212340495359收益yi572138100110239306340360根据经验知y与x有近似关系式 y=axb求y对x的回归方程并进行检验.解：原方程式可转化为In y=ln a + b * In x 。所以可通过In y与In x的回归分析得出y对x?i23回归分析：ln y 与In x回归方程为 的回归方程。In y = 1.18 + 1.14 In xI幻n讥谓捋FL析：In y 与 In h自变量系数系数标准误T常量1.17780.1776 6.63 0.000KI含览固L 7B 鼻 L? x

31、+ 1.34 ItL KIn x 1.143960.05943 19.25 0.000I1.0.1770& B3 63ODO1. .05943 卩日 ZE D DOQClIK13E B.-Sq = 9F 9X谓C2TQ1190000 L7 I u 09B6 I I 94591调整二 97.6%S = 0.248032 R-Sq = 97.9% R-Sq 方差分析来源自由度SSMSF回归1 22.792 22.792 370.48 0.000残差误差8 0.492 0.062合计9 23.284异常观测值拟合值标准化观测值ln x ln y拟合值标准误残差残差1 0.001.6094 1

32、.17780.17760.43162.49R2 1.101.9459 2.43460.1225-0.4887-2.27RR表示此观测值含有大的标准化残差回归分析 ：ln y与In x回归方程为ln y = 1.178 + 1.144 In xS = 0.248032 R-Sq = 97.9% R-Sq 调整二 97.6% 方差分析来源自由度SS MS F P回归122.791922.7919 370.48 0.000误差80.49220.0615合计923.2841因为R-sq=0.97,所以拟合程度高1.1781.144Y=e * x实验六正交试验设计、实验目的1.熟悉MINITAB中进行回

33、归分析与相关性分析的根本命令与操作;2.会用MINITAB进行正交试验设计；3.会用MINITAB进行证据试验结果分析.实验准备1. 参阅教材?工程统计学?P79 -P97 ;2. 采用的命令：统计(S)> DOE >田口，等.三、实验内容为找到电缆用合成橡胶的最正确生产条件，选取了如表8-29所示的7个可控因素，并依次放在 L8 2 7正交表上。表8-29因素水平表可控因素水平12老化防止剂用量 A/PHR23硫化剂用量B./PHR24石蜡用量C/PHR57硫化时间D/min2030催化剂用量E/PHR0.10.2填料用量F3050老化防止剂种类GIn现对其牵拉强度，延伸率和热变化率测得一批数据如表8-30所示表8-30试验数据表i牵拉强度/(N/cm 2)延伸率/ (%)热变化率/ (%)老化前老化后老化前老化后12020242143043043040022.16.42192119225006004304006.86.331620131940050028038013.77.