质量分析与质量改进2

质量分析与质量改进

培训内容22005-01-041、质量量改进用用的随机机变量分分布连续随机机变量的的概率分分布问题题。采用概率率密度的的概念，，即是随随机变量量（连续续）单位位长度上上的概率率p（x））概率密度度函数是是概率密密度与随随机变量量（自变变量）的的变化关关系，显显然p（x））≥0，，它与x轴所夹的的面积恰恰好为1。其在在区间（（a，b））上取值的的概率P（a≤≤x≤≤b））为概率密密度曲线线下，区区间（a，b））上的面积积。一、随机机变量分分布技术术2005-01-04正态分布布：①概率密密度函数数a、根据函数数可知图图形以值值构构成纵向向对称，，呈钟形形曲线；；b、为正态分分布均值值，是分分布中心心位置，，是是正态分分布的方方差，表表明分散散性。决决定定了正态态分布曲曲线的形形状，故故正态曲曲线用表示；c、曲线围绕绕横轴的的总面积积等于1；d、固定，，不同同的，，则则曲线形形状不变变，只是是在横轴轴上的位位置改变变；e、固定，，改改变，，则则曲线位位置不变变，只是是改变了了形状。。2005-01-04正态概率率分布函函数②标准正正态分布布当的的正态分分布，称称标准正正态分布布，记为为u～N（0，1））。其随机变变量记为为u，概率密度度函数记记为标准正态态曲线只只有一条条（唯一一），因因而可制制成表绘绘成图，，可以根根据u的大小在在表中查查得对应应的概率率。标准正态态概率密密度和标标准正态态概率分分布表起起同样的的作用2005-01-04根据定义义及图形形可获得得如下的的计算公公式：③标准正正态分布布的分位位数N（0，，1）的分分位数是是一个在在分位数数左侧面面积为，，右右侧面积积恰好为为的的分界界线，即即分分位数数是满足足下列等等式的实实数就是分位位数，可可根据概概率的的大大小在标标准正态态表中查查到。尾尾数可用用内插法法决定。。ⅠⅡⅢⅣ2005-01-04例1：求求的的分位数数因为表中中都都大于0.5，，不能直直接查表表，故需需变换，，根据对对称性知知：例2：求求的的分位数数因为正态态分布表表中不能能直接查查，，只有有由于刚刚介介于0..9495与0.9505中中间，故故2005-01-04④正态分分布的计计算任一正态态变量x经过标准准化变换换后后都可以变变换成标标准正态态变量u。例：因此以下下正态分分布的概概率计算算可方便便的利用用标准变变换。式中为为标准正正态分布布函数，，可以直直接查表表。2005-01-04举例1：：电阻器器的规格格限为，，服从正正态分布布，均值值80..80k，则其低于于的的概率和和超过的概率分分别为2005-01-04举例2：：已知：1、受控控情况下下，产品品质量特特性的分分布2、产品品规格限限，包括括上规格格限和和下规格格限，，它们是是依据文文件中的的规定，，顾客要要求，公公认的标标准，企企业下达达的任务务书等来来决定的的。问题一：：分布中中心与规规格中心心重重合时，，产品的的质量特特性x超出规格格限的的不合合格品率率。2005-01-04规格限合格品率（％）不合格品率（ppm）68.2731730095.454550099.73270099.99376399.9999430.5799.99999980.0022005-01-04问题二：：分布中中心与规规格中心心不重合合时。不不合格品品率的计计算。1、允许许有的的偏偏移；2、偏移移只在一一个方向向上，不不能上下下同时发发生。2005-01-042、统计计量与抽抽样分布布⑴、统计计量样本通过过加工把把零散的的信息集集中起来来以反映映总体的的特征，，其中构构造样本本函数是是一种有有效的方方法，不不同函数数反映总总体的不不同特征征，通常常我们将将不含未未知参数数的样本本函数称称为统计计量。统计量举举例2005-01-04⑵、抽样样分布统计量的的分布称称抽样分分布抽样分布布的解释释2005-01-04样本1样本2样本3样本411911121140109911910108111181313109.810.210.810.4总体8991110911121013910111310109101012计算每个个样本的的均值，，它们不不全相等等为什么这这些样本本均值不不全相等等呢？因因为抽样样的随机机性若取更多多的样本本，会发发生什么么呢？会会产生样样本均值值分布样本1样本2样本3样本41.301.931.481.14计算每个个样本的的标准差差，它们们也不全全相等由于抽样样的随机机性，该该样本标标准差不不全相等等若取更多多样本，，会产生生样本标标准差的的分布抽样分布布的解释释2005-01-04可以得出出：每个统计计量都有有一个抽抽样分布布；不同统计计量有不不同的抽抽样分布布，当样样本来自自时时，其样样本均值值，，方差差，，以以及它们们的某种种组合所所组成的的抽样分分布，在在理论上上已经导导出；抽样分布布是统计计推断的的基础。。⑶、正态态分布的的抽抽样样分布。。①当已已知时时，正态态总体的的样样本均均值分分布为这这可通通过标准准化变换换得到,,2005-01-04②当未未知时时，即用用样本标标准差S代替上式式中的，，此时时。称服从自自由度为为n－1的t分布，即即t(n--1)t((n-1)与N（0，，1）的概率密密度函数数类似，，是对称称分布；；t((n-1)的峰值比比N（0，，1）略低，底底部略宽宽；当自由度度（n－1））超过30时，两两者区别别不大。。③正态样样本的的分分布———分分布布定义：正正态样本本方差除除以总体体方差的的（n－1））倍的分布布，是自自由度为为（n－1））的分分布，，记为2005-01-04分布的概概率密度度函数在在正半轴轴上是偏偏态函数数④两个独独立的正正态样本本方差之之比的分分布———F分布定义：a、两个独立立的正态态总体方差相等等；b、是分别来来自的两个样样本，它它们互相相独立；；c、这两个样样本方差之之比的分分布是自自由度为为n－1和m－1的F分布2005-01-04二、参数数估计在实际问问题中，，总体的的参数都都是未知知的，需需要选用用适当的的统计量量作为未未知参数数的估计计，此统统计量称称为点估估计量。。㈠点估计计⑴定义：：用样本本的某一一函数作作为总体体中未知知参数的的估计。。设是是总总体的某某个未知知参数，，X是该总体体的随机机变量，，是是总体的的一个样样本量为为n的样本，，若构造造一个统统计量，，用用它它作为对对的的估计，，则称是是的的点估计计。如抽取到到一个，，就可计计算出值值，此乃乃估计量量中的一一个具体体值。2005-01-04⑵点估计计优良性性标准是随机的的，不能能用某个个具体的的估计值值来评价价是是否否接近的的优劣劣，应从从多次使使用中来来评定。。与之之间总总有偏差差，即，，但因未未知，，其差也也无法得得到，通通常用多多次采样样，将不不同的进进行的的平均均。即用用来表征估估计量的的优劣，，因此此时称是是无无偏的，，否则称称有偏的的，无偏偏性是表表示估计计优良性性的一个个重要指指标，在在选择估估计值时时尽量选选用无偏偏估计量量。式中是是估计计量的方方差，希希望方差差愈小愈愈好，这这是估计计优良性性的另一一指标。。2005-01-04⑶点估计计方法无论是总总体均值值或或总体方方差都都可用用样本的的均值或或方差作作出估计计，这就就是点估估计：①用样本本矩去估估计相应应的总体体矩。②用样本本矩的函函数去估估计相应应的总体体矩的函函数。此法简单单实用，，对对的的估计是是无偏的的，对对的的估计计也是无无偏的，，但这种种估计未未必总是是有效的的，也不不唯一。。⑷点估计计举例（（正态总总体参数数的无偏偏估计））例：把钢钢材弯成成钢夹，，其间隙隙大小是是一个重重要特性性，现从从生产线线上随机机取5个个钢夹测测量其间间隙，得得数据如如下：0.750.700..650.700.60已知钢夹夹间隙服服从正态态分布，，试定定出参数数的无偏估估计。2005-01-04解：用样样本均值值估估计计，，用用样本方方差估估计：：2005-01-04㈡区间估估计⑴概述：：点估计计只给出出参数的的一个具具体估计计值，未未给出估估计精度度，而区区间估计计是用一一个区间间来估计计未知参参数，区区间体现现了估计计的精度度。⑵区间估估计定义义是总体的的待估计计参数，，其一切切可能取取值组成成参数空空间。。记是是总体的的样本量量为n的样本，，对给定定的确确定定两个统统计量：：若对任意意，，则称称随机区区间是是的的置信信水平为为的的置信信区间。。2005-01-04⑶正态总总体参数数的置信信区间①总体均值值的的置置信区间间求法2005-01-04注：ⅰ、、该区间间的中心心为，，区间半半径为ⅱ、置信信水平增增大时，，置信区区间的长长度将增增加，因因为此时时减减小小，则就就增大大。ⅲ、若要要提高估估计精度度，势必必要缩短短置信区区间的长长度，在在置信水水平及标标准差都都不变的的情况下下，只有有加大n.②总体的的置信信区间求求法2005-01-04⑷应用举举例例1：某某溶液中中的甲醛醛浓度服服从正态态分布，，从中抽抽取一个个n＝4的样本得得＝＝9.34％，样样本S＝0..03％％，分别求正正态均值值的的95％的的置信区区间。解：求的的置信信区间，，因未未知，故故用t分布来求求。根据＝＝8.34％，，S＝0..03％％，及n＝4，，＝＝0.05，查t分布表，，得。2005-01-04例2：一一物体的的重量未未知，若若用天平平去称，，所得称称重总有有误差，，且是一一个随机机变量，，通常服服从正态态分布。。如果已已知称重重误差的的标准差差为0..1克（（根据天天平精度度给出）），为使使的的95％的置置信区间间长度不不超过0.1，，则至少少应称多多少次？？这是估计计样本量量的问题题，在已已知时时，的的95％置信信区间为为：2005-01-04三、假设设检验㈠假设检检验问题题用来判定定获取的的样本值值与总体体值或几几个样本本值之间间的差异异是确实实存在还还是由于于偶然因因素产生生的。对总体参参数分布布做某种种假设，，再根据据抽取的的样本观观测值,,运用统统计分析析方法，，检验这这种假设设是否成成立，从从而决定定是接受受或拒绝绝这一假假设。这这一过过程就是是假设检检验。例：装配配线的直直通率在在最近三三个月内内由95％降为为85％％，经分分析认为为，由于于供应商商A和B提供的电电子物料料品质（（某参数数均值））不同，，是造成成直通率率下降的的原因因，试通通过假设设检验对对这种判判断进行行检验。。2005-01-04例：某车车床加工工零件的的外园直直径目标标值为550mm，之前，零零件尺寸寸的标准准差，，现现从加工工零件中中抽取35个，，测得35个数数据，试试问外园园直径均均值是否否偏离目目标值。。意义：1、用样样本代替替总体（（节省时时间，降降低成本本，替替代某某种不可可能的事事。））2、确认认这种替替代的精精确性或或可行性性。2005-01-04㈡假设检检验步骤骤1、2、步骤骤：根据据所获样样本，运运用统计计分析方方法，对对总体的的某种假假设H0作出接收收或拒绝绝的判断断。⑴建立假假设：日生产化化纤纤度度肯定会会偏离目目标值1.40，若是是随机误误差引起起的差异异,则认认为H0:1.40会成立立。若是是别的特特殊因素素引起的的差异，，则应拒拒绝H0，此时相相反的假假设这叫备择择假设，，若也叫备择择假设，，但这是是单侧检检验问题题。。，＝2005-01-04⑵选择统统计量，，给出拒拒绝域的的形式由于检验验涉及，，因此选选用样本本均值是是合适的的，把作作为分分布的均均值更易易把区区分分开来。。2005-01-04⑶显著性性水平的的含义利用统计计技术处处理问题题，难免免不犯错错误，问问题在于于控制犯犯错误的的概率，，假设检检验中常常犯两种种错误：：第一类类错误（（拒真错错误）和和第二类类错误（（取伪错错误）。。它们发发生的概概率分别别为。。判断正确第二类错误（发生概率为）第一类错误（发生概率为）判断正确接受H0接受H1统计判断断真实情况况H0成立H1成立2005-01-04理论分析析表明：：①在相同同样本量量时，取取得小，，必导致致增增大大。②在相同同样本量量时，要要使小小，必导导致增增大。③要同时时使都都减减小，只只有增大大样本量量n才能实现现。通常是控控制，，不使过过小，，常选从中制约约。。把第一类类错误概概率控制制在的的意意思是：：“””2005-01-04⑷确定临临界值c，给出拒绝绝域W据N（0，，1）的分位数数性质：：⑸判断断2005-01-04本例通过过u统计量实实施假设设检验，，故称作作u检验，在在正态总总体中，，有关它它的假设设检验总总是涉及及两个参参数，，如果果是的的假设检检验，而而已已知知，则如如上所述述，用u检验，如如果未未知，则则用t检验，如如果是的的假设设检验，，则用检检验，，上述各各种正态态总体的的假设设检验综综合在下下表：检验法条件H0H1检验统计量拒绝域2005-01-04㈢举例例1：据据环保法法规定，，倾入河河流的废废水中有有毒物质质平均含含量不得得超过3ppm，，已知废水水中该有有毒物质质含量服服从正态态分布，，现对倾倾入河中中的废水水进行检检查，15天的的记录如如下（单单位：ppm））3.1，，3.2，3..3，2.9，，3.5，3..4，2.5，，4.3，2..9，3.6，，3.2，3..0，2.7，，3.5，2..9试在水水平上上判断该该厂排污污是否符符合环保保规定。。解：①如如果符合合环保规规定，那那么，，应应该不超超过3ppm，，不符合的的话应该该大于3ppm。。所以立假假设：②由于未未知，，故选用用t检验③～④根根据显著著性水平平及及备备择假设设确定拒拒绝域为为⑤根据样样本观测测值，求求得，，因而有有由于它大大于1..7613，所所以检验验统计量量t落在拒绝绝域中，，因此在在水水平平上拒绝绝原假设设，认为为该厂不不符合环环保规定定，应该该采取措措施降低低废水中中该有毒毒物质的的含量。。2005-01-04例2：某某导线电电阻服从从未未知，要要求电阻阻标准差差不得超超过，，现从一一批导线线中随机机抽取了了9根，，其样本本的标准准差为S＝0..0066，问：在水水平平时该批批导线电电阻是否否合格。。解：①建建立假设设：②选用检检验验。③～④根根据显著著水平及及备择择假设，，可确定定拒绝域域为：⑤由样本本观测值值，求得得：由于值值未落落在拒绝绝域中，，所以不不能拒绝绝原假设设，可以以认为该该批导线线电阻波波动合格格。2005-01-04四、正交交试验㈠概述1、质量量改进项项目，涉涉及多个个因素和和多个水水平，要要确定其其中的主主要影响响因素和和水平，，要找到到因素和和水平之之间的最最佳组合合，以达达到改进进目的。。2、由试试验获得得的结果果是客观观和可信信的，试试验综合合了现场场的各种种条件，，试验结结果比理理论分析析结果更更真实，，可靠。。3、试验验涉及多多个因素素和水平平，要从从众多的的试验中中寻找最最佳结果果并非易易事，试试验工作作量大，，如使人望而而生畏。。试验设设计为我我们提供供了一种种试验工工作量小小，又能能获取优优化结果果的有效效方法。。2005-01-04㈡有关名名词解释释⑴试验指指标：考考察要达达到的效效果（目目标），，有数量量指标（（长度、、电压、、强度）），非数数量指标标（颜色色、外观观等定性性指标））。⑵因素：：对试验验指标产产生影响响的参数数，定量量描述因因素，定定性描述述因素，，单因数数试验，，多因素素试验。。⑶水平（（位级））：因素素变化的的各种状状态和条条件，一一个因素素往往有有好几个个水平。。⑷完全因因素水平平组合：：㈢正交表表：正交交设计的的基本工工具，它它是运用用组合数数学和试试验设计计经验，，构成的的规范化化表格。。⑴正交表表符号2005-01-04正交表举举例：1234123456789111222333123123123123231312123312231列号试验号2005-01-04⑵正交表表正交性性正交性体体现在两两方面，，整齐可可比性；；因素水水平的均均衡分散散性。①整齐可可比性：：表中每每一因素素的每一一水平，，所出现现的次数数完全相相同。每每个因素素及水平平在试验验结果中中与其它它因素及及水平参参与试验验的机率率完全相相同，以以保证各各水平平平等参与与不造成成干扰。。②均衡分分散性：：表中任任意两列列（因素素）的搭搭配（横横向数字字对）完完全相同同，保证证试验条条件均衡衡分散在在因素水水平的完完全组合合之中，，具有很很好的代代表性。。分散可比比性就是是正交性性图中以三三个平面面，每个个平面上上分成等等间隔的的三行，，三列。。每行、、每列都都有一个个点。2005-01-042005-01-04二、无交交互作用用的正交交设计与与数据分分析㈠试验的的设计步骤：⑴、明确确试验目目的；⑵、确定定试验指指标，用用来判断断试验条条件的好好坏，指指标越大大（或越越小、相相等），，试验条条件越好好；⑶、选择择因子与与水平：：首先要要分析影影响指标标的因素素是什么么，每个个因素取取哪些水水平，通通过理论论与实践践的经验验综合判判定。⑷、选用用合适的的正交表表，进行行表头设设计，列列出试验验计划。。首首先根据据试验中中考察的的因子水水平数和和因子的的个数具具体选定定一张表表。ⅰ、把因因子放到到选定的的正交表表的列上上去，即即是表头头设计。。ⅱ、试验验计划即即是将列列中因子子的数字字换成因因子的相相应水平平，不不放因因子的列列就不考考虑，允允许有空空白列。。2005-01-04㈡进行试试验和记记录试验验结果将试验结结果记录录在试验验条件后后面1、试验验注意事事项：①、试验验次序要要随机化化，避免免因考虑虑不周而而产生系系统误差差；②、试验验中应避避免操作作人员不不同，仪仪器设备备不同引引起的系系统误差差，尽可可能使试试验外的的其它因因素固定定，若不不能避免免时，可可增加一一个区间间因子。。（如人人）③、试验验时，常常需要在在同一条条件下进进行重复复，可观观察试验验的稳定定性。㈢应用实实例例：按质质量要求求，磁鼓鼓电机输输出力矩矩应大于于0.0210N·m，，欲通过试试验设计计找到好好的条件件，以提提高磁鼓鼓电机输输出力矩矩。2005-01-04ⅰ目的：：提高磁磁鼓电机机的输出出力矩。。ⅱ指标：：输出力力矩是考考察指标标。ⅲ因子与与水平：：经分析析影响力力矩的因因子是：：A：充磁量，，B：定位角度度，C：定子线圈圈匝数。。根据以往往经验，，本试验验采用如如下水平平：123A：充磁量（）特90011001300B：定位角度（度）101112C：定子线圈匝数（匝）708090因子水平2005-01-04①选用正交交表，本本题涉及及三个因因子，三三个水平平的正交交表，故故选用。。②将因子子列中的的数字换换成相应应的因子子水平。。③正交表表安排了了9个不不同的试试验，呈呈“整体体设计””，由三三维图看看9个试试验点的的分布。。④记录试试验的结结果。1、数据据直观分分析。⑴寻找最最好的试试验条件件按水平号号将数据据分成三三组，每组三个个试验结结果的和和与平均均值2005-01-04①上述计计算的之之间的差差异只反反映了A的三个水水平间的的差异,,其中二二水平数数据最佳佳。②同理可可分析第第2列，，第3列列，得到到：因子子B的二水平平，因子子C的三水平平最好。。③综上可可知，使使指标达达到最大大的条件件是即充磁量量取特特，定位位角取11度，，线圈取取90匝匝时，力力矩最大大，达到到0.0236N·m。。比原力矩矩提高了了12.4％％。⑵各因子子对指标标影响程程度的分分析①采用极极差分析析法，该该“极差差”是指指某一因因子的。。②极差大大，说明明该因子子对指标标造成的的变化大大，影响响大，因子Ｂ极极差最大大，故影影响最大大，其次次是因子子Ａ，再再次是因因子Ｃ。。2005-01-04⑶因子水水平对指指标的影影响图17016018019020021022090013001011127080902005-01-042、数据据方差分分析①问题：：上述分分析用极极差评价价各因子子对指标标的影响响，那极极差要小小到何种种程度时时，可认认为该因因子对指指标值已已没有显显著影响响了呢？？实际上上，极差差方法，，不能辨辨别指标标变化是是因素水水平还是是误差原原因所造造成的，，数据的的方差分分析可解解决这个个问题。。②假设：：ⅰ上述述每一试试验都是是独立进进行的。。ⅱ每一试试验条件件下的试试验指标标服从正正态分布布。ⅲ试验随随机变量量分布的的均值与与试验条条件有关关，可能能不相等等。它们们的方差差是相等等的。⑴离差平平方和分分解①各试验验结果不不同是由由于试验验条件不不同及试试验中存存在误差差。用总离差差平方和和ST描述，即即是九次次试验结结果数据据的总波波动2005-01-04表头设计ABCY1234123456789111222333123123123123231312123312231160215180168236190157205140T1T2T3555594502485656510555523573536562553S1421.65686.9427.6116.2试验号列号2005-01-04②数据波波动源自自各因子子所取的的不同水水平及可可能的试试验误差差（（组组间平方方和），，分分别表示示各因子子在三个个水平下下试验结结果的平平均值，，则：③未置因因子的空空白列，，可安放放由于误误差造成成的数据据波动，，称误差差的离差差平方和和Se（组内平平方和）），其值为正正交表上上空白列列的离差差平方和和相加。。令Se＝S4。④用代数法法可证明明：在中中有如如下关系系：2005-01-04⑵F比：①认认为在显显著性水水平上上因子是是显著的的，分分别是因因子的均均方与自自由度，，是误差的的均方与与自由度度。②因子与与误差自自由度的的决定来源平方和自由度均方F比因子A1421.32710.812.23因子B5686.922843.448.94因子C427.62213.83.68误差e116.2258.1总计7652.28F0.90（2，2）＝9.0，F0.90（2，2）＝19.02005-01-04ⅰ、列自自由度＝＝水平数数－1；；ⅱ、因子子自由度度与所在在列自由由度相等等；ⅲ、误差差自由度度为正交交表上空空白列自自由度相相加；ⅳ、总离离差平方方和的自自由度是是试验次次数n－1；；ⅴ、当正交表表中n，p，，q满足（**）时，，离差平平方和有有（***）式。。自由度具具有⑶计算用列表法法计算各各列的离离差平方方和与总总离差平平方和。。利用（***）可可验证离离差平方方和计算算是否正正确。对F比的计算算可借助助方差分分析表2005-01-043、最佳佳条件的的选择原则：对对显著因因子应选选择其最最好的水水平，对对不显著著因子可可任意意选择水水平，实实际上常常根据降降低成本本，操作作方便等等其它因因素来确确定。本例最佳佳条件：：A2B2或A2B2C，C无下标表表示有很很大灵活活性。4、因子子贡献率率当试验指指标不服服从正态态分布时时，方差差分析的的依据就就不充分分，此时时采用““因子贡贡献率””来衡量量因子作作用的大大小。来源平方和自由度纯平方和贡献率（％）因子A1421.621305.417.06因子B5686.925570.772.80因子C427.62311.44.07误差e116.22464.86.07总计7652.282005-01-04结论：①①因子B最重要，，其水平平变化在在数据引引起的波波动中占占总离差差的72.8％％；②因子A的水平变变化引起起的指标标变化占占17..06％％，也是是显著因因素。5、验证证试验分析所得得的最佳佳条件未未必出现现在试验验中，为为此通常常需要验验证试验验，如A2B2C1（不在9次试验验中）。。即使在在试验条条件中出出现也需需通过验验证，看看其是否否稳定。。2005-01-04㈣几点说明明①质量指指标的要要求是望望小值，，望目值值时，数数据的处处理。②非数字字指标的的试验设设计举例例。③调优试试验一般情况况下通过过一轮正正交试验验设计，，难以捕捕捉到最最佳试验验方案。。为此应应多轮反反复使用用，以逼逼近最佳佳方案。。每一轮轮正交试试验后，，应根据据试验结结果进行行分析，，然后作作调优试试验（确确定下轮轮正交试试验设计计的因素素和水平平）。调优的原原则为：：ⅰ、重要要因素有有苗头处处加密水水平。ⅱ、次要要因素按按技术、、经济两两方面来来综合考考虑舍取取。ⅲ、有疑疑问的因因素重复复考虑。。ⅳ、意外外发现的的因素补补充考虑虑。ⅴ、若试试验结果果与预期期目标差差异较大大时，应应重新考考虑因素素位级的的选择。。2005-01-04三、有交交互作用用的正交交设计与与数据分分析多因子试试验中，，两个因因子不同同水平的的搭配，，对指标标也会有有影响，，这种影影响称A、B间的交互互作用。。提高某农农药收率率的试验验设计。。㈠试验设设计设计与上上述基本本相同，，但略有有差异。。⑴试验目目的：提提高农药药收率；；⑵试验指指标：农农药收率率，指标标越高越越好。hhB2B1A1A2A1A2B2B1B2B1A2A12005-01-04⑶确定考考虑的因因子与水水平及交交互作用用：因素素有四个个，据经经验反应应温度与与反应时时间的交交互作用用，对收收率有较较大影响响A×B。。⑷选用合适适的正交交表。进进行表头头设计，，列出试试验计划划。本题要考考察4个个二水平平因子及及一个交交互作用用，因而而可看成成有5个个二水平平因子，，故选用用正交表表是是适当当的。表头设计计时要利利用交互互作用表表，指明明任意两两列的交交互作用用所在的的列号，，不可随随意放置置。因子水平1水平2A：反应温度（）6080B：反应时间（小时）2.53.5C：两种原料配比1.1/11.2/1D：真空度（kPa）50602005-01-04列号1234567（1）325476（2）16745（3）7654（4）123（5）32（6）12005-01-04有了表头头便可写写试验计计划并进进行计算算，见下下表：表头设计ABA×BCD列号1234567表头设计ABA×BCDY123456711（60）1（2.5）11（1.1/1）111（50）8621（60）1（2.5）12（1.2/1）222（60）9531（60）2（3.5）21（1.1/1）122（60）9141（60）2（3.5）22（1.2/1）211（50）9452（80）1（2.5）21（1.1/1）212（60）9162（80）1（2.5）22（1.2/1）121（50）9672（80）2（3.5）11（1.1/1）221（50）8382（80）2（3.5）12（1.2/1）112（60）88