实验设计DOE讲义-三星电子

实验设计讲师：余长清课程大纲

第一章实验方法田口式实验计划法的经典案例第二章、利用正交表进行实验设计第三章、实验数据分析第四章、参数设计一、为什么需要实验设计

同样在生产同规格的产品，为什么有些厂商的良品率就是比较高。同样是在生产同类型的产品，为什么有些人的产品性能以及寿命就是比较好，而成本又比较低呢？相同原料相同制程为什么良品率不一样？相同产品相同功能更便宜的原料为什么可以做出低成本高质量的产品？第一章实验方法DOE运用的经典案例：瓷砖工厂的实验

在1953年，日本一个中等规模的瓷砖制造公司，花了200万元，从西德买来一座新的隧道，窑本身有80公尺长，窑内有一部搬运平台车，上面堆着几层瓷砖，沿着轨道缓慢移动，让瓷砖承受烧烤。问题是，这些瓷砖尺寸大小的变异，他们发现外层瓷砖，有50%以上超出规格，则正好符合规格。引起瓷砖尺寸的变异，很明显地在制程中，是一个杂音因素。解决问题，使得温度分布更均匀，需要重新设计整个窑，需要额外再花50万元，投资相当大。內部磁砖外层磁砖(尺寸大小有变异)上限下限尺寸大小改善前改善前外部磁砖內部磁砖原材料粉碎及混合成型烧成上釉烧成控制因素水准一(新案)水准二(现行)A:石灰石量5%1%B:某添加物粗细度细粗C:蜡石量53%43%D:蜡石种类新案组合现行组合E:原材料加料量1300公斤1200公斤浪费料回收量0%4%长石量0%5%所谓一次一个因素法，就是先固定一种组合，而其它因子保持固定，然后每次改变一个条件，将相邻的两次实验结果进行比较，以估计两个条件的效果差异，实验方案如下表：缺点是不能保证结果的再现性，尤其是有交互作用时。例如在进行A1和A2的比较时，必须考虑到其它因子，但目前的方法无法达成。用Y2与Y1的结果比较A2和A1的效果是在其他因素不变的条件下进行的，如果在实验1和实验2中将B1换成B2，C1换成C2，则Y2与Y1是否会有比较大的变化，甚至大小顺序都逆转？实验次数虽然减少了，但结果的可靠性却明显不能保证。

实验法1：一次一个因素法一次一因素的实验实验次数ABCDEFG实验結果1A1B1C1D1E1F1G112A2B1C1D1E1F1G123A2B2C1D1E1F1G134A2B2C2D1E1F1G145A2B2C2D2E1F1G156A2B2C2D2E2F1G167A2B2C2D2E2F2G178A2B2C2D2E2F2G28实验法2：全因子实验法全因子实验法所有可能的组合都必须加以深究，信息全面，但相当耗费时间、金钱，例如:

7因子，2水准共须做128次实验。13因子，3水准就必须做了1,594,323次实验，如果每个实验花3分钟，每天8小时，一年250个工作天，共须做40年的时间。A(64)B(32)C(16)D(8)E(4)F(2)G(1)结果111111112111111231111121411111225111121161111212711112218111122291112111101112112111112121…..12722222211282222222实验验法法3：：田田口口式式实实验验计计划划法法由田田口口玄玄一一博博士士所所提提出出的的一一套套实实验验方方法法，，它它在在工工业业上上较较具具有有实实际际应应用用性性，，是是以以生生产产力力和和成成本本效效益益，，而而非非困困难难的的统统计计为为依依归归。。厂商必必须致致力于于在生生产前前就使使复杂杂的产产品达达到高高品质质。减少变变异亦亦即要要有较较大的的再现现性和和可靠靠性，，而最最终目目的就就是要要为制制造商商和消消费者者节省省更多多的成成本。。正交表表(OrthogonalArray)直交表表(正交表表)直交表表用于于实验计计划，它的的建构构，允允许每每一个个因素素的效效果，，可以以在数数学上上，独独立予予以评评估。。可以有有效降降低实实验次次数，，进而而节省省时间间、金金钱而而且又又可以以得到到相当当好的的结果果。次数ABCDEFG结果123456711111111Y121112222Y231221122Y341222211Y452121212Y562122121Y672211221Y782212112Y8正交表表在后四四次实实验中中，B、C、D、E、F、G等6个个因素素的两两种选选择也也都出出现了了两次次，于于是我我们可可以大大胆的的得出出结论论，Y1、、Y2、Y3、、Y4的总和和之所所以与与Y5、、Y6、Y7、、Y8的总和和不同同，就就是由由A1与A2的差异异导致致的，，因为为其他他因素素的两两个水水准都都出现现了相相同的的次数数，其其影响响力已已经各各自抵抵消！！（这这个结结论虽虽然大大胆，，但确确实可可靠，，原理理将在在后述述内容容中说说明）），同同理：：B1和B2的作用用分别别对应应于Y1+Y2+Y5+Y6与Y3+Y4+Y7+Y8;C1和C2的作用用分别别对应应于Y1+Y2+Y7+Y8与Y3+Y4+Y5+Y6；D1和D2的作用用分别别对应应于Y1+Y3+Y5+Y7与Y2+Y4+Y6+Y8；。。。。。。。。L8直交表A石灰石量B粗细度C蜡石量D蜡石种类E加料量F浪費回收G长石量每百件尺寸缺陷数ABCDEFG12345671234567111111115粗43现13000016211122225粗43新12004517312211225细53现13004512412222115细53新1200006521212121粗53现1200056621221211粗53新13004068722112211细43现12004042822121121细43新13000526正交表表要素不良总数不良百分比要素不良总数不良百分比A151/40012.75E112230.50A214235.5E27117.75B110726.75F15413.50B28621.5F213934.75C110125.25G113233.00C29223.00G26115.25D17619.00合计19324.12D211729.25回应表表(ResponseTable)最佳条条件确确认由于缺缺陷是是愈小小愈好好，所所以依依此选选出的的最佳佳条件件为：：A1B2C2D1E2F1G2。确认实实验：：将预预期的的缺陷陷数和和“确认实实验”的结果果做比比较。。但事实实上厂厂商选选得是是A1B2C1D1F1G2，主要的的原因因是C(蜡石)要因的的价格格很贵贵，但但改善善的效效果又又不大大，所所以选选C1(蜡石含含量为为43%)內部瓷瓷砖外层瓷砖(尺寸寸大小小有变异)上限下限尺寸大大小改善前前外部瓷瓷砖內部瓷瓷砖改善后讨论题题从本案案例中中，你你认为为最能能提供供最完完整的的实验验数据据的是是那一一个方方法?一次一一个因因子法法全因子子法正交实实验法法正交实实验法法有何何优点点？第二章章、利利用正正交表表进行行实验验设计计原先假假设因因素的的效果果不会会受其其它因因素水水准的的影响响，然然而在在实际际的状状况并并非如如此；；当一一个因因素的的效果果与其其它因因素水水准相相互影影响时时，因因素间间就有有交互互作用用存在在。例子：：设有有A,B二种冷冷媒，，成份份完全全不同同；单单独使使用时时效果果挺好好，但但混合合使用用，反反而效效果很很差。。交互作作用我们在在第一一章已已经讨讨论过过，用用正交交表进进行实实验设设计，，利用用简单单的加加和运运算来来处理理实验验结果果需要要首先先解决决两个个问题题1、、各实实验因因素所所产生生的作作用和和影响响力是是否具具有加加和性性？2、若两个个因素素之间间存在在强烈烈的相相互作作用，，是否否真的的可以以将其其相互互作用用看作作第三三个因因素来来处理理？事实上上，在在现实实世界界里，，并非非简单单的1+1=2,各各种变变量之之间其其实往往往不不能简简单加加和。。比如如一个个人的的力气气若是是100斤斤，两两个人人就应应能够够正好好推得得动200斤的的车，，可实实际上上两个个人一一起推推的时时候，，因为为推车车时用用力的的角度度偏差差、发发力的的不同同时等等情况况的存存在，，力量量的总总和并并非准准确的的200斤斤，只只有在在两个个人用用力的的方向向完全全相同同且同同时发发力的的情况况下才才是200斤。。因此，，只要要两个个因素素之间间所存存在的的各种种复杂杂关系系对实实验结结果的的影响响力小小于实实验本本身的的波动动和误误差，，我们们就可可以认认为两两个因因素对对最终终结果果的贡贡献具具有加加和性性。我们怎怎么知知道两两个因因素的的交互作作用到底有有多大大呢？？实验验之前前如何何知道道？这这个问问题比比较难难回答答，但需要要进行行实验验设计计的人人都是是专业业人员员，也也就是是说，，实验验计划划法是是供专专业设设计开开发人人员使使用的的（如如果一一个人人不懂懂专业业技术术，那那也不不用设设计什什么实实验）），对于于专业业人员员来说说，其其实靠靠经验验和知知识背背景可可以判判断出出来哪哪些因因素几几乎独独立发发挥作作用，，哪些些因素素之间间存在在比较较明显显的交交互作作用，，若无无法靠靠知识识和经经验排排除某某些因因素之之间的的交互互作用用的时时候也也没关关系，，姑且且先认认为有有，待待实验验结果果出来来后，，再进进行判判断。。正交表表的性性质：：1、对称性性实验结结果1和结结果2的总总和、、结果果3和和结果果4的的总和和的差差异就就可以以认为为是由由因素素1的的两种种不同同水准准导致致的，，因为为因素素2和和3的的贡献献在两两种情情况下下都分分别抵抵消：因素实验123结果总和12111212Y1Y2Y1+Y234221221Y3Y4Y3+Y42、正正交表表的乘乘法运运算性性质：：在正交交表中中为了了表示示实验验参数数的两两种选选择，，我们们用了了1和和2来来表示示，其其实正正交表表来自于于群论论（一一种数数学理理论，，具体体内容容可参参考近近代数数学原原理）），在一一个正正交表表中，，除了了各行行之间间具有有对称称性之之外，，各列列之间间还存存在相相乘运运算，，如果果我们们恢复复正交交表的的本来来面目目，将将表中中的状状态““2””用““-1”表表示，，则正正交表表变为为：

1234567123456781111111111-1-1-1-11-1-111-1-11-1-1-1-111-11-11-11-1-11-1-11-11-1–111-1-11-1-11-111-1正交表表这时我我们会会发现现正交交表某某些列列之间间具有有相乘乘关系系,第第一列列和第第二列列的每每一行行的两两个数数字相相乘的的结果果正好好是第第三列列:

第一列

第二列

第三列11X1=121X1=131X-1=-141X-1=-15-1X1=-16-1X1=-17-1X-1=18-1X-1=1在正交交表中中，这这样的的闭环环还有有（1，，4，，5）），（（2，，4，，6）），（（3，，4，，7）），（（1，，6，，7）），（（2，，5，，7）），（（3，，5，，6））总共七七个组组合这种列列之间间的乘乘法关关系正正好对对应因因素之之间的的交互作作用，就是是说如如果将将A因素排排在第第一列列，B因素排排在第第二列列，则则AXB交互作作用会会在第第三列列体现现出来来，如如下表表：

ABAXB4567结果1234567811111111112222122112212222112121212212212122112212212112Y1Y2Y3Y4Y5Y6Y7Y8正交表表常用正正交表表介绍绍见WORD文档有人问问如果果有50个个因素素，每每个因因素有有7种种选择择怎么么办？？其实实就是是有500个因因素，，每个个因素素70种选选择也也无妨妨，从从数学学的角角度来来讲，，正交交表是是无限限的，，因为为数字字是无无限的的，总总会有有适宜宜的正正交表表可以以选用用。直交表表的自自由度度(二二水准准)表示直直交表表列数相当当于实实验总总数水准数数行数相当当于可配置置多少少因子子直交表表的自自由度为实验执执行次次数减减一直交表表的自自由度度(三三水准准)表示直直交表表列数相当当于实实验总总数水准数数行数相当当于可配置置多少少因子子直交表表的自自由度为实验执执行次次数减减一练习•试写出出直交交表L8(27)可提供供多少少自由由度，，最多多可以以配置置几个个因子子。•试写出出直交交表L9(34)可提供供多少少自由由度，，最多多可以以配置置几个个因子子。•试写出出直交交表L81(340)可提供供多少少自由由度，，最多多可以以配置置几个个因子子。•写出直直交表表L64(421)可提供供多少少自由由度，，最多多可以以配置置几个个因子子。1231111212232124221L4(23)直交表表本直交交表总总共须须做四四次实实验，，总共共可提提供三三个自自由度度。每一个个二水水准的的因子子需一一个自自由度度，所所以最最多只只能配配置三三个因因子。。L8(27)直交表表本直交交表总总共须须做8次实验验，总总共可可提供供7个自由由度。。每一个个二水水准的的因子子需要要一个个自由由度，，最多多能配配置7个因子子。如果有有因子子间有有交互互作用用时，，交互互作用用亦须须配置置自由由度。。次数ABCDEFG结果123456711111111Y121112222Y231221122Y341222211Y452121212Y562122121Y672211221Y782212112Y8直交表表的运用利用自自由度度我们们可选选用最最小且且最合合适的的直交交表，，系依依据因素数数量、每个个因素素的水准数数，以及及我们们所欲欲调查查的交互作作用数数量等等加以以累加加后的自由由度来来决定定。例例如：：一实实验包包含二二水准准因素素A、B、C、D、E和交互作作用A*B，A*C，请问应选选用何种种直交表表解决此此一问题题？123456789101112131415(1)32547698111013121514(2)1674510118914151213(3)765411109815141312(4)12312131415891011(5)3213121514981110(6)114151213101189(7)15141312111098(8)1234567(9)325476(10)16745(11)7654(12)123(13)32(14)1(15)L16三角矩阵表1234567891011111111111111211111222222311222111222412122122122512212212121612221221211721221122121821212221112921122212211102221111221211221212111221222112121221L12(211)直交表L12直交表，，将交互互作用的的效果平平均分配配到该直直交表的的11个纵行上上，交互互作用不不明显时时使用。。它的再再现性很很好，是是田口博博士所推推荐使用用的。1234111112122231333421235223162312731328321393321L9(34)直交表12345678111111111211122222311333333412112233512223311612331122713121323813232131913313212102113322111212113321221322113132212313214222312131522312321162313231217232111231823323231L18(21×37)直交表第三章、、实验数数据分析析正规分析析：正规分析析的步骤骤是：1、根据据选择的的正交表表设计实实验计划划；2、进行行实验，，收集实实验数据据；3、根据据对称性性求出相相应因素素所对应应的实验验结果，，建立回应表；；4、选择择实验条条件的最最佳组合合；5、按照照最佳组组合进行行确认实实验，验验证实验验结果的的正确性。案例：光光学检测测仪器的的吸光板板的光电电转化效效率研究究(望大大特性)1）实验验条件：：某公司在在研究光光学检测测仪器的的吸光板板光电转转化后的的信号电电流强度度，经研研究发现现，光电电转化后后的信号号电流强强度与以以下因素素有关：：A吸光材料料品种、、B吸光材料料密度、、C吸光材料料涂层厚厚度、D信号光波波长、E信号光强强度，根根据经验验估计B吸光材料料密度和和C吸光材料料涂层厚厚度之间间，C吸光材料料涂层厚厚度和D信号光波波长之间间存在交互互作用，，各因素都都选择两两水准进进行实验验。控制因素水准1水准2A吸光材料品种A1A2B吸光材料密度B1B2C吸光材料涂层厚度C1C2D信号光波长D1D2E信号光强度E1E22）实验结果果：采用正正交交表设计计实验方方案，实实验结果果为：

CBBXCDCXDAE？结果(mA)平均极差123456781111111111222212211221222211212121221221212211221221211253568063573936494964737767343557516076.5706236.535.5534871410518实验结果果的总平平均值为为：55.6,重复性性实验的的平均极极差为7。3）数据据分析：：采用正正交交表设计计实验方方案，实实验结果果为：根据正交交表的对对称性原原理，C1的实验回回应值为为:(51+60+76.5+70)/4=64.4；；C2的实验回回应值为为:(62+36.5+35.5+53)/4=46.8；(BXC)1的实验回回应值为为:(51+60+35.5+53)/4=49.9；；(BXC)2的实验回回应值为为:(76.5+70+62+36.5)/4=61.3同样的方方法，求得所有有因素实实验回应应值,建建回应表表:

ABCDEBXCCXD？水准159.052.464.456.348.349.954.3水准252.258.846.854.962.961.356.9差异6.86.417.61.414.611.42.6表中的回回应值分分别对应应于每个个因素的的两个可可选条件件对光电电信号强强度的贡贡献,回回应结果果的差异异对应于于每个因因素的两两个可选选条件之之间的差差异,从从回应数数据可以以得出以以下结论论:（1）、、C、E两个因素素的两个个可选条条件条件件之间有有显著差差异；（2）、、B、C之间存在在明显的的交互作作用；（3）、、A、B两个因素素的两个个可选条条件之间间有差异异,但各各个实验验条件的的8种实实验组合合的两次次实验之之间的极极差平均均值为7，因此此无法判判断6.4和6.8的的差异水水平到底底是因素素本身的的差异，，还是实实验误差差,但如如果一定定要在两两个可选选条件之之间作出出选择,则仍可可认为回回应值的的差异来来自于因因素的两两个可选选条件的的差异；；（4）、D因素的两个个可选条件件无差异(注意:只只能说所选选取的D因素的两个个条件之间间无差异,不能说D因素对实验验结果无影影响)；（5）、请请判定C与D之间的交互互作用是否否明显；4）实验结结论：

C1C2B1(51+60)/2=56(62+36.5)/2=49.3B2(76.5+70)=73.3(35.3+53)/2=44.3因此，B与C因素的最佳佳组合是B2C1（7）本实验的最最佳实验条条件的组合合是:A1B2C1E2,D的两个条件件可以任意意选取。5）最佳组组合的实际际效果预测测：根据加和性性原理，我我们只要计计算出实验验结果的总总平均值，，就可代表表每个因素素的两个可可选条件的的平均水平平，回应值值与平均值值的差异可可以作为该该水准的贡贡献度，因因此，可以以预测最佳佳组合的总总效果为：：（6）、因因为B与C之间存在较较强的相互互作用,因因此,需要要计算B与C的各种组合合的回应表表:最佳组合的的实验结果果预测值为为:T+(A1-T)+(E2-T)+(B2C1-T)=55.6+(59.0-55.6)+(62.9-55.6)+(73.3-55.6)=846）确认实实验利用最佳组组合条件进进行两次实实验,得到到的光电信信号强度值值为82和和81mA,虽然结果与与预测结果果有差异,但总体效效果令人满满意。评论:一一般来说,实验结果果若与预测测值接近,则可以认认为实验再再现性良好好,若差异异显著(超超过平均极极差),则则需要分析析是否还存存在没有发发现的交互互作用或还还存在某种种未纳入控控制的因素素,待分析析出原因后后,重新设设计实验。。第四章、参参数设计线外品管系统设计参数设计公差设计产品设计设计品管制程设计技术品管线上品管诊断预测测量生产制造品管服务顾客品管供应商双赢伙伴顾客需求期望满意第一节参参数设计计的原理变异与杂音音杂音因素就就是机能特特性，如制制冷效率、、磨耗和转转向力等偏偏离目标值值的因素。。杂音因素素可分为三三类：–外部杂音─产品使用用时，因使使用条件，，如温度、、湿度、灰灰尘等使机机能发生变变异，此类类条件为外外部杂音因因素。–内部杂音(劣化)─产品组件件的劣化。。–产品间杂音音─既定制造造条件下，，条件变异异所造成的的产品间差差异。–品质控制活活动的目标标就是要生生产经得起起杂音因素素考验的产产品。坚耐性(Robustness)就是产品的的机能特性性对杂音因因素的差异异不敏感，，不受影响响。品质控制活活动：某家公司做做了一部份份的空调，，行销世界界各国：–在发达国家家其反应制制冷效果相相当良好，，但未不发发达国家其其反应制冷冷效果不好好，请问这这是什么杂杂音？–在进行产品品测试时，，发现一百百台产品中中，有些制制冷效果好好，有些制制冷效果差差，请问这这些什么杂杂音？–产品使用了了一段时间间之后，制制冷效果变变差，发现现是里面的的某一个零零件寿命匹匹配不佳所所造成，请请问这些是是什么杂音音？杂音和坚耐耐性一些不想要要和无法控控制的因素素，导致功功能品质特特性偏离目目标值。杂音对品质质有不良影影响，然而而，消除杂杂音因素常常是很花钱钱的。例如在工厂厂内，制程程可能会受受到温度波波动的影响响。透过全全厂的空调调系统，消消除此一杂杂音因素，，很可能是是太昂贵的的解决方案案。田口的技术术是减少杂杂音因素的的影响。这这一套技术术，帮助设设计产品和和改善制程程，使得对对杂音的敏敏感程度，，降低最低低。产品和制程程对杂音最最不敏感，，我们称之之为“坚耐性”。坚耐性=高品质品质工程生产线外品管产品设计(产品改良)制程设计(制程改善)系统设计(创新)参数设计(最佳化)允差设计(最佳化)线上品管制程管制设计过程──系统设计计系统设计：：需要专门门领域的技技术知识和和广泛经验验，用以创始设计，或订出产产品和制程程的规格。。例如，一位位熟悉空调调系统的工工程师，可可能被选来来负责新型型空调的原原型设计，，他的经验验和知识，，能够活用用过来。系统设计不不必利用诸诸如实验计计划之类的的设计最佳佳方法。设计过程──参数设计计和允差设设计二者都相当当依赖设计最最佳化的技技术，以决定产产品的参数数值，而且且／或是以以成本有效效的方法，，找出其所所允许的参数值偏差差范围.田口方法是是最常应用用在参数设设计和允差差设计以使使制造出来来的产品成成本最低、、变异最小小.参数设计目的选择最佳的的条件(参数)设计产品，，使设计出出来的产品品，对杂音音变量最不不敏感。策略设计产品，，刚开始从从低成本的的零件或原原材料用起起。控制主要因因素和杂音音因素间的的交互作用用和非线性性效果，以以达成“坚耐性”。减少变异性性，而不必必除去变异异的原因，，因为去除除原因，通通常都是昂昂贵的。参数设计的步骤•确定目标讨论：要测测什幺，如如何使用资资料具有可可加性–避免(0,1)资料–分类值─可可以变换为为连续变量量分类组数越越多越好–分类值的分分析也可能能发现安定定性的条件件。–S/N比是最好的的特性值(可加性的机机会加大)•列出因素–怕少，不怕怕多分类为控制制因素、杂杂音因素•选择直交表表–控制因素配配置于内侧侧直交表，，误差因素素配置于外外侧直交表表。•内侧直交表表的选择•L12,L16,L18,L27,L32较实用。•推荐L12,L18•各行控制因因素水准间间隔要大。。•外侧直交表表的选择•规模要小，，杂音引起起的变化要要大。•实行杂音因因素的复合合。•重要的杂音音因素有两两、三个即即可.•有时可以不不配置杂音音因素.计算S/N比对应分析望小特性望大特性望目特性最佳条件的估计确认实验与与估计比较较参数设计的配置参数设计的的第一步，，为分开列列出控制因因素与杂音音因素，然然后找出具具有最小交交互作用的的控制因素素以便研究究控制因素素与杂音误误差因素之之间的交互互作用问题题。一般而言控控制因素放放在直交表表内侧，杂杂音因素放放在直交表表外侧。参数数设设计计的配配置置ABCDEFG杂音因素1234567N1N21111111121112222312211224122221152121212621221217221122182212112ABCDEFG1122123456712121111111121112222312211224122221152121212621221217221122182212112杂音音因素素MN品质质特性性的的选取取田口口方方法法系系一一种种工工程程方方法法，，拥拥有有制制程程或或产产品品的的专专门门知知识识及及有有效效率率的的实实验验方方法法，，才才能能够够设设计计出出来来一一个个极极有有效效的的工工业业实实验验，，因因此此必必须须懂懂得得此此两两种种型型态态的的知知识识才才可可能能成成功功。。品质质特特性性的的选选取取及及因因素素与与水水准准的的区区分分是是属属于于工工程程专专家家的的工工作作；；而而各各因因素素的的配配置置及及实实验验数数据据的的解解析析则则属属于于数数据据分分析析专专家家的的工工作作。。品质质特特性性的的选选择择是是实实验验计计划划中中最最主主要要的的部部份份。。杂音音因素素的的选择择作参参数数设设计计时时，，虽虽然然杂杂音音因因素素愈愈多多愈愈好好，，如如此此可可获获致致较较多多情情报报，，但但实实验验将会会变变得得很很大大，，在在费费用用与与时时间间将将不不允允许许，，故故只只能能在在经经营营能能力力范范围围之之内内，，选选择择重重要要的的，，影影响响较较大大的的才才予予以以考考虑虑。。对策策为了了避避免免太太大大的的实实验验，，最好好将将杂杂音音因因素素复复合合成成最最多多3个。复合合时时可可依依工工程程知知识识做做取取舍舍，，假假如如不不能能确确知知时时，，应应事事先先用用直直交交表表做做实实验验，，一一定定是是选选重重要要的的，，影影响响最最大大的的。。选择择最最重重要要的的杂杂音音，，经经验验告告诉诉我我们们，，试试验验时时若若对对最最大大的的杂杂音音具具有有坚坚耐耐性性的的话话，，对对其其它它的的杂杂音音也也必必将将稳稳定定。。一般般采采用用2水准准即可可，，并并可可用用两极极端端条条件件复复合合。ABCDEFG11221212123456712211111111121112222312211224122221152121212621221217221122182212112杂音音因素素MNO信号号杂杂音音比•望小小特特性性(不包包括括负负值值、、不不良良率率0%，最最佳佳条条件件最最理理想想状状态态为为0)。当品品质质特特性性能能够够分分类类，，而而希希望望愈愈小小愈愈好好时时，，如如产产品品的的收收缩缩度度，，劣劣化化度度、、噪噪音音、、各各种种公公害害等等，，其其标标准准的的信信号号杂杂音音计计算算如如下下。。望小小特特性性S／／N值的的特特性性•S/N值是是量测测平平均均值值与与变变异异程程度度的指指针针。。•S/N对平平均均值值的的灵灵敏敏度度大大过过于于对对变变异异数数的的灵灵敏敏度度。。)(1log102∑-=iyn望小S/N望大大特特性性S／／N值的的特特性性S/N值是是量量测平均均值值与变变异异程度度的的指指标。S/N对平均均值值的的灵敏敏度大过于于对变变异异数数的灵敏敏度。。)1(1log102∑-=iynS/N望大望目目特特性性(X±±Y)的S/N比:信号号强强度度:实实验验结结果果平平均均值值的的平平方方m2群体体变变异异:V=[(y1-m)2+(y2-m)2+……+(yn-m)2