3析因设计.docx
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3析因设计
3-析因设计
常用实验设计方法（三）
六.析因设计（factorialdesign）
◆析因设计是一种多因素试验设计。
◆可将两个或多个因素的各个水平进行排列组合，交叉分组进行全面实验。
◆总的实验方案（组合）是各因素水平的乘积。
例如：
2×2析因设计（两个因素，每个因素均为2个水平，常可写成
析因设计）
A因素（A1、A2）和B因素（B1、B2）共4种实验方案或组合（A1B1、A1B2、A2B1、A2B2）
3×3析因设计（两个因素，每个因素均为3个水平，常可写成
析因设计）
A因素（A1、A2、A3）和B因素（B1、B2、B3）共9种组合
（A1B1、A1B2、A1B3、A2B1、A2B2A2B3、A3B1、A3B2A3B3）
2×3×3析因设计（三个因素，一个因素为2个水平，余均为3个水平）共18种组合
1.特点
①研究的因素个数m≥2，各因素的水平数≥2；
②各因素在实验中同时实施且所处的地位基本平等。
③每个因素水平相互组合的实验方案，至少进行2次及以上独立重复实验。
④因素间存在交互效应。
例如，一级（两个因素间）或二级交互（三个因素间）效应。
⑤统计学分析时，各因素及交互项所用误差项是相同的。
◆优点：
⏹可分析各因素的主效应（maineffects）（某因素各水平间的平均效应差异）
⏹因素间的交互效应（interaction）（一个因素的水平改变会影响另一个因素的效应）
结果见下表：
分析：
设计类型？
如何制定设计方案？
如何进行统计学分析？
①设计类型
两个因素：
甲药（不用、用），乙药（不用、用），交叉全面组合，各实验方案独立重复3次，为2×2析因设计。
②制定设计方案
将12名贫血患者随机分配到4个实验方案组，同完全随机设计
③统计学分析
分析：
不用甲药：
乙药的效应（两个水平间差异=3.0-2.4=0.6）
用甲药：
乙药的效应（两个水平间差异=6.3-3.6=2.7）
提示：
可能存在交互效应。
均数图提示：
可能存在交互效应（若无交互效应，两条线接近平行）
数据录入格式（data2/析因设计1.xls）
编号
甲药
乙药
红细胞数
1
0
0
0.8
2
0
0
0.9
3
0
0
0.7
4
1
0
1.3
5
1
0
1.2
6
1
0
1.1
7
0
1
0.9
8
0
1
1.1
9
0
1
1.0
10
1
1
2.1
11
1
1
2.2
12
1
1
2.0
统计学分析
采用析因设计的方差分析，总变异被划分为A因素的效应、B因素的效应、AB的交互效应及误差。
具体见下表：
两因素析因设计方差分析表
变异
来源
SS
（离均差平方和）
df
（自由度）
MS（均方）
MS=SS/df
F值
P值
A因素
SSA
a-1
MSA
MSA/MS误差
B因素
SSB
b-1
MSB
MSB/MS误差
AB交互
SSA×B
（a-1）（b-1）
MSA×B
MSA×B/MS误差
误差
SS误差
N-1-（a-1）-（b-1）-（a-1）（b-1）
MS误差
总变异
SS总
N-1
假设A因素水平数为a，B因素水平数为b，试验组合数为a×b，重复k次，样本量为N=a×b×k
分析结果：
甲药、乙药均有增加红细胞数的作用，存在联合效应。
例2：
甘蓝叶中测定核黄素含量，数据如下：
数据见（data2/析因设计2.xls）
⑵2×2×2析因设计
例3：
研究实验动物的性别和不同饲料（玉米和大豆粉）对体重增加的影响。
性别A（A1=雌，A2=雄）
玉米B（B1=加乙氨酸、B2=不加乙氨酸）
大豆粉C（C1=加蛋粉、C2=不加蛋粉）
三因素共8种试验方案，重复8次，共需64只动物。
数据结果如下：
试进行统计分析
①数据录入格式（data2/析因设计3.xls）
编号
A
B
C
增重量
1
1
1
1
0.54
2
1
1
1
0.55
3
1
1
1
0.74
4
1
1
1
0.71
5
1
1
1
0.62
6
1
1
1
0.58
7
1
1
1
0.51
8
1
1
1
0.56
9
1
1
2
0.74
10
1
1
2
0.61
11
1
1
2
0.77
12
1
1
2
0.6
13
1
1
2
0.58
14
1
1
2
0.79
15
1
1
2
0.57
16
1
1
2
0.72
17
1
2
1
0.43
18
1
2
1
0.5
19
1
2
1
0.58
20
1
2
1
0.65
21
1
2
1
0.51
22
1
2
1
0.57
23
1
2
1
0.68
24
1
2
1
0.66
25
1
2
2
0.52
26
1
2
2
0.49
27
1
2
2
0.49
28
1
2
2
0.49
29
1
2
2
0.48
30
1
2
2
0.61
31
1
2
2
0.59
32
1
2
2
0.62
33
2
1
1
0.69
34
2
1
1
0.54
35
2
1
1
0.7
36
2
1
1
0.61
37
2
1
1
0.73
38
2
1
1
0.7
39
2
1
1
0.59
40
2
1
1
0.61
41
2
1
2
0.76
42
2
1
2
0.73
43
2
1
2
0.63
44
2
1
2
0.61
45
2
1
2
0.84
46
2
1
2
0.62
47
2
1
2
0.67
48
2
1
2
0.66
49
2
2
1
0.61
50
2
2
1
0.57
51
2
2
1
0.67
52
2
2
1
0.71
53
2
2
1
0.67
54
2
2
1
0.6
55
2
2
1
0.63
56
2
2
1
0.66
57
2
2
2
0.55
58
2
2
2
0.48
59
2
2
2
0.54
60
2
2
2
0.49
61
2
2
2
0.42
62
2
2
2
0.6
63
2
2
2
0.64
64
2
2
2
0.48
②统计分析结果
结果：
B和C存在交互作用，B1C2组合平均日增重量最高。
例4：
钩端螺旋体培养实验，数据如下，试进行统计分析
⑶含区组因素的析因设计
●设计具有析因设计的全部特点，还比析因设计多考虑一个区组因素对观察结果的影响。
●设计时，先列出析因设计实验因素各水平的全部组合，将受试对象按某些重要的混杂因素形成一个区组，再随机分配到各处理组合中。
●随机分配方案：
同随机区组设计
例5将肉瘤接种在大白鼠的3个不同部位（b1、b2、b3），并用药物（a1、a2）处理，观察肉瘤的生长情况，共有6种处理组合，将24只大白鼠按体重配成4个区组，每组6只大白鼠，随机分配到6个处理方案中。
结果如下：
药物（a1、a2）对大白鼠不同部位的肉瘤生长的影响
区组
瘤重
a1b1
a1b2
a1b3
a2b1
a2b2
a2b3
1
3.0
8.0
5.0
10.0
5.4
6.5
2
1.1
6.5
7.2
12.0
7.2
8.0
3
4.2
3.2
8.0
9.5
9.2
7.0
4
3.2
5.5
9.0
7.0
6.3
3.2
试回答：
设计类型？
如何制定设计方案？
如何进行统计学分析？
①随机区组2×3析因设计
②设计方案：
将区组中的每个受试对象随机分配到6种不同的处理中，同随机区组设计方案。
③统计分析：
采用随机区组的析因设计的方差分析，总变异被划分为区组效应、A因素效应、B因素的效应、AB交互效应和误差。
数据录入格式（data2.xls）
区组
A
B
瘤重
1
1
1
3
2
1
1
1.1
3
1
1
4.2
4
1
1
3.2
1
1
2
8
2
1
2
6.5
3
1
2
3.2
4
1
2
5.5
1
1
3
5
2
1
3
7.2
3
1
3
8
4
1
3
9
1
2
1
10
2
2
1
12
3
2
1
9.5
4
2
1
7
1
2
2
5.4
2
2
2
7.2
3
2
2
9.2
4
2
2
6.3
1
2
3
6.5
2
2
3
8
3
2
3
7
4
2
3
3.2
统计分析结果
结果：
AB间存在交互作用，b1a2情况下瘤重最重，b1a1瘤重最轻。
（注意：
无重复的析因设计只能分析主效应，不能分析交互效应。
）
案例1
现有3种降低转氨酶的药物A、B、C，为了考察它们对甲型肝炎和乙型肝炎患者转氨酶降低程度之间的差异是否存在统计学差异。
研究者从两型患者的总体中各随机抽取9例，然后随机均分到3个药物组中，实验数据如下：
药物
转氨酶降低值
肝炎类型：
甲型肝炎
乙型肝炎
A
100
85
90
65
75
100
B
120
90
110
45
30
50
C
50
60
40
50
60
45
案例2
某临床医师用两种药物治疗某种疾病患者各15人，同时观测到可能的影响因素还有患者的性别、年龄和体重，观测的定量指标有MNC（108/kg）、CD34+（106/kg）、CD3+（108/kg）、CD56+（108/kg），资料收集如下。
试问，仅考虑药物类型和性别分别对4个定量观测指标的影响，其设计类型是什么？
编号
药物
性别
年龄（岁）
体重（kg）
MNC
CD34+
CD3+
CD56+
1
甲药
1
31
60
4.42
7.07
2.64
0.30
2
甲药
2
43
58
2.67
1.39
1.99
0.10
3
甲药
1
55
58
4.14
2.15
2.00
0.37
4
甲药
1
55
58
3.23
1.58
.
.
5
甲药
2
35
60
2.54
1.09
1.72
0.33
6
甲药
1
24
58
2.37
1.42
1.44
0.12
7
甲药
1
37
60
2.38
0.48
.
.
8
甲药
1
37
60
2.58
1.55
.
.
9
甲药
2
43
60
4.54
2.95
2.17
0.18
10
甲药
1
26
60
1.24
0.31
.
.
11
甲药
2
38
68
2.43
3.43
.
.
12
甲药
2
29
73
2.16
1.19
1.50
0.16
13
甲药
1
46
73
3.49
4.36
1.48
0.38
14
甲药
1
43
85
3.06
5.51
.
.
15
甲药
1
46
85
2.65
2.41
1.22
0.32
1
乙药
2
38
55
3.86
4.98
1.71
0.14
2
乙药
1
16
46
6.00
5.88
1.61
1.66
3
乙药
2
28
58
4.57
3.66
1.67
0.68
4
乙药
2
30
6
3.02
1.96
1.27
0.53
5
乙药
2
32
60
3.75
2.66
3.24
0.63
6
乙药
2
38
60
5.41
9.20
1.91
1.46
7
乙药
1
38
68
2.68
3.64
0.97
0.46
8
乙药
1
38
68
2.73
3.06
.
.
9
乙药
1
46
56
3.99
3.83
.
.
10
乙药
1
46
56
3.84
1.15
1.51
.
11
乙药
1
20
60
5.79
6.54
2.12
1.43
12
乙药
1
20
60
5.23
3.14
1.61
1.57
13
乙药
2
49
57
3.42
2.33
1.33
1.07
14
乙药
1
36
67
4.38
1.93
1.21
1.87
15
乙药
2
43
75
7.60
8.36
2.65
1.66
案例3
某研究者将75只小鼠完全随机的均分为3组，每组25只，分别在5.5Gy剂量照射前给IL-11药、照射后给IL-11药和照射对照（即不给IL-11药），然后将每组中的25只小鼠随机地均分为5组，每组5只，分别在照后6小时、12小时、24小时、3天、1周5个时间点上，各观察IL-11对5.5Gy照射小鼠骨髓造血细胞周期（G0/G1期）的影响。
数据如下，试问这是一个什么实验设计？
干预
重复编号
骨髓造血细胞周期（G0/G1期）（单位）
时间：
6h
12h
24h
3d
1week
照射前给药
1
66.80
86.63
95.88
66.43
66.74
2
66.72
84.69
93.67
67.16
60.87
3
66.59
84.69
93.67
72.74
59.90
4
62.82
87.92
94.93
80.69
53.58
5
63.69
86.10
90.84
77.06
53.41
照射后给药
1
59.30
80.69
95.53
70.54
54.56
2
57.34
86.70
91.14
68.10
64.26
3
58.31
79.67
95.05
67.04
62.22
4
60.16
84.67
93.26
68.99
58.81
5
60.46
83.30
93.67
74.05
57.86
照射对照
1
65.58
86.56
95.23
75.19
65.20
2
62.63
84.42
92.14
74.26
65.79
3
64.03
87.41
98.84
74.54
60.10
4
67.59
83.50
96.11
74.32
60.47
5
64.89
85.47
95.65
74.58
62.89
案例4
将24只豚鼠作为受试对象，按初始体重由轻至重排序，组成6个区组，保证每组中的4只豚鼠体重接近，然后将其随机分配至4个处理（饲料）组，观测豚鼠平均日增重量（g），数据如下，分析这是什么实验设计？
区组
平均日增重量（g）
A（4%蛋白质）
B（普通饲料）
C（4%蛋白质+6%己氨酸）
D（6%己氨酸）
1
1.38
1.52
1.22
1.11
2
1.09
1.48
0.87
1.03
3
1.08
1.45
1.13
0.97
4
1.09
1.22
1.00
0.97
5
1.40
1.27
1.34
1.09
6
1.47
1.53
1.16
0.99
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