使用信噪比可确定使噪声因子所造成的变异性最小化的控制因子设置。Minitab 会计算每个控制因子组合的信噪比,然后为每个控制因子的每个水平计算平均信噪比。根据试验目标和对所需过程结果的理解,从四个信噪比中进行选择。有关更多信息,请转到什么是田口设计中的信噪比?。
Delta 是每个因子的最大平均响应值和最小平均响应值之差。Minitab 基于 Delta 值分配秩;将秩 1 分配给最大的 Delta 值,将秩 2 分配给第二大的 Delta 值,依此类推,用于表示每个因子对响应的相对效应。
水平 | 种类 | 光 | 肥料 | 水 | 喷洒 |
---|---|---|---|---|---|
1 | -1.9266 | -0.6911 | -4.1399 | -0.9870 | 0.2274 |
2 | 2.8068 | 1.5712 | 5.0201 | 1.8672 | 0.6527 |
Delta | 4.7333 | 2.2623 | 9.1600 | 2.8542 | 0.4253 |
排秩 | 2 | 4 | 1 | 3 | 5 |
水平 | 种类 | 光 | 肥料 | 水 | 喷洒 |
---|---|---|---|---|---|
1 | 0.6867 | 0.6043 | 0.5264 | 0.5437 | 0.7067 |
2 | 0.7440 | 0.8264 | 0.9043 | 0.8870 | 0.7240 |
Delta | 0.0572 | 0.2220 | 0.3778 | 0.3433 | 0.0174 |
排秩 | 4 | 3 | 1 | 2 | 5 |
水平 | 种类 | 光 | 肥料 | 水 | 喷洒 |
---|---|---|---|---|---|
1 | 0.7794 | 0.5450 | 0.7677 | 0.5222 | 0.6207 |
2 | 0.5042 | 0.7387 | 0.5159 | 0.7614 | 0.6629 |
Delta | 0.2752 | 0.1937 | 0.2518 | 0.2392 | 0.0422 |
排秩 | 1 | 4 | 2 | 3 | 5 |
如果具有静态设计但是没有信号因子,将具有均值而非斜率的响应表。
如果模型项在统计意义上不显著,则可以删除它并重新拟合模型。通常,显著性水平 0.10 用于评估模型中的项。
系数用于描述模型中的项和响应变量之间关系的大小和方向。系数的绝对值表示每个因子的相对长度。Minitab 为每个因子计算的系数个数等于水平数减一。如果因子有 3 个水平,则 Minitab 提供 2 个系数,对应于因子水平 1 和 2。如果因子有 2 个水平,则 Minitab 提供 1 个系数,对应于因子水平 1。Minitab 会包括对应于水平的值或文本。
响应表显示各个因子每一水平的每个响应特征的平均值。这些表包含基于 Delta 统计量的秩,这些秩用于比较效应的相对量值。Delta 统计量为每个因子的最大平均值减去最小平均值。Minitab 基于 Delta 值分配秩;将秩 1 分配给最大的 Delta 值,将秩 2 分配给第二大的 Delta 值,依此类推。使用响应表中的水平平均值可以确定每个因子的哪个水平可提供最佳结果。
项 | 系数 | 系数标准误 | T | P |
---|---|---|---|---|
常量 | 0.4401 | 0.2384 | 1.846 | 0.316 |
种类 1 | -2.3667 | 0.2384 | -9.926 | 0.064 |
光 1 | -1.1312 | 0.2384 | -4.744 | 0.132 |
肥料 1 | -4.5800 | 0.2384 | -19.209 | 0.033 |
水 1 | -1.4271 | 0.2384 | -5.985 | 0.105 |
喷洒 1 | -0.2127 | 0.2384 | -0.892 | 0.536 |
种类*肥料 1 1 | -0.6041 | 0.2384 | -2.534 | 0.239 |
S | R-Sq | R-Sq(调整) |
---|---|---|
0.6744 | 99.81% | 98.69% |
来源 | 自由度 | Seq SS | Adj SS | Adj MS | F | P |
---|---|---|---|---|---|---|
种类 | 1 | 44.809 | 44.809 | 44.809 | 98.52 | 0.064 |
光 | 1 | 10.236 | 10.236 | 10.236 | 22.51 | 0.132 |
肥料 | 1 | 167.811 | 167.811 | 167.811 | 368.97 | 0.033 |
水 | 1 | 16.293 | 16.293 | 16.293 | 35.82 | 0.105 |
喷洒 | 1 | 0.362 | 0.362 | 0.362 | 0.80 | 0.536 |
种类*肥料 | 1 | 2.920 | 2.920 | 2.920 | 6.42 | 0.239 |
残差误差 | 1 | 0.455 | 0.455 | 0.455 | ||
合计 | 7 | 242.886 |
在此示例中,对于信噪比,肥料的 p 值小于 .05,因此肥料在显著性水平 .05 下统计意义显著。
尽管您可以使用这些图来显示效应,但要确保评估分析中与模型拟合的效应的统计显著性。如果该分析中的交互作用效应在统计意义上显著,那么,不考虑交互作用效应就无法解释主效应。
主效应图显示每个因子如何影响响应特征(信噪比、均值、斜率、标准差)。当因子的不同水平对特征产生不同影响时,即存在主效应。对于有两个水平的因子,可能会发现一个水平会提高均值,而另一个水平则不然。这种差异就是主效应。
在这些结果中,信噪比的主效应图表示肥料对信噪比的效应最大。平均而言,具有肥料 2 的试验游程比具有肥料 1 的试验游程的信噪比高得多。喷洒农药对信噪比的效应很小或没有效应。
在这些结果中,对于信噪比,线接近于平行。在同时使用肥料 1 和 2 的情况下,品种 2 比品种 1 的信噪比更高。
除了交互作用图以外,还要检查线性模型分析以确定交互作用是否显著。
图形按信噪比的降序顺序排列,以便最先绘制具有最高比值的试验游程。如果试验具有九个以上的因子设置组合,则 Minitab 会显示多个散点图图形窗口。
在此图中,数据的散布在最佳拟合和最差拟合之间存在重大差异。例如,在第一个单元的图(对应于行 21)中,数据非常接近于直线。在左下角的图(对应于行 9)中,数据的变化范围要大得多。行 21 的标准差为 0.4089,但是行 9 中的标准差要大得多。行 9 中的标准差为 1.1718。
使用残差图可帮助您确定模型是否适用并符合分析的假设。如果不符合此假设,则模型可能无法充分拟合数据,在解释结果时应当格外小心。
在这些结果中,残差图表明只有一个误差自由度以及两个残差可区分值。模型的项太多,可能存在过度拟合。在这种情况下,请考虑简化模型,并且重新检查残差图。
使用残差的正态概率图可验证残差呈正态分布的假设。残差的正态概率图应该大致为一条直线。
下表中的模式可能表示该模型不满足模型假设。
模式 | 模式的含义 |
---|---|
非直线 | 非正态性 |
远离直线的点 | 异常值 |
斜率不断变化 | 未确定的变量 |
模式 | 模式的含义 |
---|---|
残差相对拟合值呈扇形或不均匀分散 | 异方差 |
曲线 | 缺少高阶项 |
远离 0 的点 | 异常值 |
在 X 方向远离其他点的点 | 有影响的点 |
使用残差与拟合值图可验证残差随机分布且具有常量方差的假设。理想情况下,点应当在 0 的两端随机分布,点中无可辨识的模式。
模式 | 模式的含义 |
---|---|
朝着一个方向的长尾 | 偏度 |
远离其他条形的条形 | 异常值 |
因为直方图的外观取决于用来进行数据分组的区间数,所以请勿使用直方图评估残差的正态性。
具有大约 20 个或更多个观测值时,直方图效果最明显。如果样本过小,则直方图的每个条形都未包含可靠显示偏斜或异常值的足够观测值。