质量材料公式(编辑修改稿)

质量材料公式(编辑修改稿)内容摘要：

自由度 均方和 F 比 因子 A 误差 e SA Se fA=r1 fe=nr V=SA/fA V=Se/fe F=VA/Ve 总计 T ST FT=n1 相关系数 YYXXXYii ii LLLyyxx yyxxr     22 )()( ))((   nTTyxyyxxL YXiiiiXY /))((  nTxxxL XiiXX /)( 222   nTyyyL yiiYY /)( 222线性回归的常数项、回归系数的最小二乘估计 yˆ =a+bx， XXXYLLb / ， xbya  ，这一组称为最小二乘估计。 方法之一：通过相关系数来判断，对于给定的显著性水平，当相关系数的绝对值大于临界值 r1 a/2 (n2)时，便认为两个变量间存在线性相关关系，所求得的回归方程是有意义的。   2)( yyS iT。   2)ˆ( yyS iR。 2)ˆ(  iiE yyS ，ST=SR+SE，通过运算可知： ST=Lyy， SR=bL xy， SE= ST SR ,f R= 1(即自变量的个数）， ，f T=n1， ， f e=fTf R=n2,计算 F 比， F=(S R / fR) /(S E / fe)；对给定的显著性水平α，当FF1a(fR， fE)时，认为回归方程是有意义的。 预测 :回归方程 yˆ =a+bx ，如果给定 x 的值为 x0，那么 y 的预测值为 0ˆy =a+bx0， 2 另外，我们还可以给出 y 的预测区间，所谓概率为的 y 的预测区间是指如下的区间：（ 0ˆy δ， 0ˆy +δ），其中δ满足 P{|y 0ˆy |δ }=1α，当数据给定后，δ值与 x0 的值有关，可以证明精确的δ的表达式为： XXLxxnnt /)(/11)2(ˆ 202/1   当n大于 30时 ,近似 2/1ˆ   控制 :设要求以概率为保证 y 在之间，那么利用近似的预测区间可求出的控制范围，即令： a+bxu1a/2 ˆ ＞ yL a+bx+u1a/2 ˆ ＜ yU，解这一不等式便可获得自变量 x 的范围，即为自变量 x 的控制范围。 如何进行正交试验设计的方差分析： 1)首先求出各列的偏差平方和 Si=∑ Ti2/(n/q)T2/n；2)然后求出各列的自由度 fI=q1； 3)按表头设计可得 S 因 ，空白列 S 的之和为 Se，空白列的自由度之和为 fe； 4)求出 F 比 ，即 F 因 =V 因 /Ve， V 因 =S 因 /f 因 ， V e=Se/fe。 5)形成方差分析表，然后查出临界值，当 F 因 =V 因 /VeF1a(f 因 ， fe)jf ， 认为在显著性水平 a 上因子是显著的。 确定因子是否显著。 贡献率的分析方法：由于 S 因 中除了因子的效应外，还包含误差，从而称 S 因 — f 因 V 因为因子的纯偏差平方和，称因子的缡偏差平方和与 ST 的比为因子的贡献率。 而称 fTVe/ ST 为误差的贡献率。 nTqnTqi i 21 2/S ，nTyyy ni ini iT 21 21 2)(S   ， 31 2)(3S i iA yT ①超几何分布  nNdn NNdNPL ppAd 0)(②掌握二项分布dndAd ppdnPL   )1()( 0，③泊。