数据处理.docx
统计量提取方法湿浸法碱提取法醇提取法加热法超声波法平均值3.8%4.1%5.8%6.5%8.8%标准误差0.50%0.75%0.65%1.05%0.75%IIg区1.下表是采用不同提取方法测定的某有效成分提取率（）的统计量，试根据这些数据用EXCEL画出柱状图并标注误差线，用选择性粘贴功能将柱状图拷贝到WoRD文档中。运行过程白定义惜误栏&老正褶误值任）=SheetlK:国负情误值也匚=Sheet1!$：国幅正一取消。正负偏差）©负偏差如©正偏差g式误差里固定值¢）©百分比七）标准融IS）标准误差也）。自钗Q2.在用原子吸收分光光度法测定银电解液中微量杂质铜时，研窕了乙快和空气L流量变化对铜在某波长上吸光度的影响，得到下表所示的吸光度数据。试分析乙烘和空气流量对铜吸光度的影响。乙块流量/Lmin1空气流量/Lmin1891011121.081.181.580.380.077.01.581.481.879.479.175.9乙快流量/:空气流量/Lmin-175.470.889101112181.181.580.3807769.868.71.581.481.879.479.175.927576.175.475.470.8数据分析¾tT结果方差分析：无重复双因素分析SUMMARY观测数求和平均方差行15399.979.983.137行25397.679.525.507行35372.774.544.528行45335.567.114.485列14297.974.47596.7425列24307.376.82542.2625列34303.875.9527.89667列44304.376.07521.4625列54292.473.115.9方差分析差异源SSdfMSFP-valueFcrit行537.63753179.212528.614869.44E-063.49029535.473列误差 75.155126.2629178.868251.415994 0.287422 3.259167总计648.265519乙快流量：F=2339361>F-crit=3.490295且P-value=0.000026586498341<0.01,所以乙焕流量这个因素对铜吸光度的影响非常显著，而在空气流量：F<F-crit且P-value>0.01,所以空气因素对铜吸光度的影响不显著3.为了研究铝材材质的差异对其在高温水中腐蚀性能的影响，用三种不同的铝材在相同温度的去离子水和自来水中进行了一个月的腐蚀试验，测得的腐蚀程度(m)如下表所示。试对铝材材质和水质对腐蚀程度进行方差分析，假设显著那么分别作多重比拟。铝材材质水源去离子水自来水Al2.3,2.1,1.86.2,6.2,6.5A21.5,1.5,1.75.3,4.8,5.0A31.8,1.7,2.26.8,6.8,6.6A42.5,2.7,2.87.4,7.0,7.1将表格整理为:铝材材料去离子水自来水Al2.36.22.16.21.S6.5A21.55.31.54.81.75A31.86.81.76.82.26.6A42.57.42.772.87.1运行过程:数据分圻分析工具(A)一I I -J 喃 :¾力差分析："一电复双因素分析SUMMARY去底子水自来水电-Al观求平方测和均差36. 22. 066667O. 06333318. 925. 16. 3 4. 183333O. 03 5. 413667观测数336求和4.715.119.8平均1.5666675.0333333.3方装0.013333O.0633333.636A：观测数336求和5.720.225.9平均1.96.7333334.316667方差O.07O.0133337.041667A1观测散336求和821.529.5平均2.6666677.1666674.916667方差O.023333O.0433336.101667.0iI观测数1212求和24.675.7平均2.056.308333方淳O.204545O.720833方外分析汴源SSdMSEPv1wo；crit样本8.01458332.67152866.788192.89E093.238872歹U108.80041108.80042720.Ol(>:14.43s交巨1.52458330.50819412.70486O.0001673.238872内部O.64160.04总计118.979623水源和铝材材质的F值均大于FCrit值，且两者交互的F值也大于FCrit值，均显著。SE=/需事多重比拟水和铝材组合的多重比,SE=O.1P2345678SSRO.0533.143.243.3313.383.4SSRO.014.134.314.434.514.574.624.66LSRO.050.30.3140.3240.330.3340.3380.34LSR0.010.4130.4310.4430.4510.4570.4620.466铝材材质对腐蚀程度的平均值的比拟SE=O.070711P234SSRO.0533.143.24SSRO.014.134.324.43LSRO.050.2121320.2220320.229103LSRO.010.2920350.305470.313248Po.05PrLIH44.9167aAA34.3167bBAl4.1833bBA23.3CC水质对腐蚀程度的平均值得比拟SE=O.070711P2SSRO.053SSPO.014.13LSRO.050.212133LSRO.010.292036p.05p.01自来水6.308333aA去离子水2.05bB4 .某物质的浓度C与沸点温度T之间关系如下表所示，试绘出散点图，配制出你认为最理想的回归方程式，进行显著性检验并求出该回归方程的标准误。C/%20.221.122.925.726.928.429.7T/158.1159160.8163.35164.4166.05167.25c TfC多项式(VC)结果：回归方程:y=00022+0.856x+140.0,自由度n=5,查临界值表可知：R(O.999)>Ro.oo(O.951),那么R显著。回归方程的标准误差为：0.0854.5 .某物质在凝固时放出的热量Y(Jg)与4种化学成分XI、X2、X3、X4有关，试作y与XI、X2、X3、X4的线性回归分析：(1)试求出多元线性回归方程式；(2)对该方程式进行显著性检验，并判定影响热量的化学成分的主次顺序；(3)去掉不显著的成分后，建立优化回归方程。序号XlX2X3X4Y序号XlX2X3X4Y1726146078.58131304472.52129235274.39254262293.1311561620104.31021471226115.941131164787.611140313483.85752143395.91211661712113.3611551722109.21310681612109.47371256102.714745152588.2数据表:X1X2X3X4Y7.0026.0014.0060.0078.501.0029.0023.0052.0074.30110056.0016.0020001043011.0031.0016.0047.0087.607.0052.0014.0033.0095.90110055.0017.0022.00109203.0071.0025.006.00102.70I100|31.0030.00440072.502.0054.0026.0022.00931021.0047.0012.0026.00115.901.0040.0031.0034.0083801100660017.0012001133010.0068.0016.0012.00109.407.0045.0015.0025.008820运行过程:运行结果：数据集0输入/移去的变量b模型输入的变量移去的变量方法1X4,X3,XlzX2a输入a.已输入所有请求的变量。b.因变量:Y模型汇总模型RR方调整R方标准估计的误差1.991a.982.9742.34371a.预测变量:（常量）,X4,X3,X1,X20Anovab模型平方和df均方FSig.1回归2714.7724678.693123.5560.000a残差49.43795.493总计2764.20913a.预测变量:(常量),X4,X3,X1,X2.b.因变量:Y系数a模型非标准化系数标准系数tSig.B标准误差1(常量)23.91118.5251.2910.229Xl1.9120.2340.7418.1750.000X20.8670.1930.8904.4780.002X30.4720.2140.2032.2010.055X40.2060.1850.2281.1090.296a.因变量:Y1、多元线性回归方程式：y=1.912X+0.867X2+0.472X3+0.206X4+23.9112、自由度n=12,查临界值表可知：R991)>Ro.oo(0780),那么R显著。由方程系数可知，影响热量的化学成分的主次顺序为：X1>X2>×3>×43、常量、X3、X4的Sig值均大于0.05,可认为是不显著的成分。故去掉不显著的成分后，建立的优化回归方程为：y=1.912X+0.867X26 .通过正交试验寻找从某矿物中提取稀土元素的最优工艺条件,以提高稀土元素的提取率,选取的因素和水平如下表:水平试验因素（八）水用量/ml(B)反响时间/h(C)酸用量/ml12010152502430需要考虑交互作用AXB、AXC、BXC,假设将A、B、C分别安排在正交表LgQ?)的1,2,4列上，试验结果(提取量g)依次为LOI,1.33,1.13,1.06,1.03,0.80,0.76,0.56。试帮助设计一个正交试验方案，进行方差分析以确定优化工艺条件。运行过程：ARo,diJ水用生20B目定义日期但)反应时同(1.10)AB国定义多重IFI应集(M).1.1C验证也)(1.15).AC送标识重复个案(U)1.UBCK用；口日曾小支小1.U误差列匕排序个案(1.U提耶里.0,Design)国持列竟里局转置(M重组®合并文件(G)>FSs分2;TeUA)正交设计®&生成R复制数据集(D)殴显示。寒赤分文件(D霞选修个案中加权个案也)ABABCACBC谀差列崔取里111111110111122221.3312211221.1312222111.0621212121032122121802211221.762212112.56Sg“I齿亘-maOf3f<A> “而图wa÷)fflS÷(F)，6EB5>e)，-E国BABCACC过过I(F)*''l <a(p) , .iz< 4平方和(2)RSjl在横案中包含*6(1) 本助主体间效应的检验因变量:提取量源Ill型平方和df均方FSig.校正模型.387a6.0642.923.420截距7.37317.373334.367.035A.2381.23810.796.188B.0541.0542.469.361AB.0161.016.735.549C.0041.004.184.742AC.0581.0582.621.352BC.0161.016.735.549误差.0221.022总计7.7828校正的总计.4097试验因素对提取量的影响的主次顺序为：A、AC、B,其余因素不显著。FoQ5(l,8)=532,大于AC和B的F值，故AC、B的显著性很小，其优化工艺条件可设计为：A2BiC1
