Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

Планирование эксперимента в химической технологии

..pdf
Скачиваний:
42
Добавлен:
15.11.2022
Размер:
7.31 Mб
Скачать

жение по градиенту при поиске области оптимума будет самым эф­ фективным, если значимы все линейные коэффициенты регрессии. Поэтому наиболее эффективное решение в рассматриваемом слу­ чае — расширение интервалов варьирования у незначимых факто­ ров и повторение эксперимента. Если и при этом коэффициенты регрессии будут незначимыми, следует увеличить число параллель­ ных опытов. Нельзя отбрасывать факторы с незначимыми коэф­ фициентами регрессии, не использовав всех возможностей для выяв­ ления их значимости.

Существует еще одна возможность получения значимости линей­ ных коэффициентов — достройка плана эксперимента до реплики меньшей дробности или до полного факторного эксперимента (см. гл. III, § 4).

Оценивая процесс получения значимых коэффициентов регрес­ сии при адекватной линейной модели, можно отметить, что основ­ ным управляющим воздействием является расширение интервалов варьирования факторов или увеличение числа параллельных опы­ тов. Однако, вопреки теории, в инженерной практике иногда ведут поиск области оптимума только по значимым коэффициентам ре­ грессии, рассчитывая получить некоторое оптимальное значение переменной состояния и уже в этой оптимальной точке поставить еще один эксперимент, соответственно изменив интервалы варьи­ рования. Иногда это приводит к успеху.

Линейная модель неадекватна, т. е. хотя бы один эффект взаимо­ действия. оказался значимым; сумма при квадратичных членах

также значима — ^ > tT\ не выполняется условие:

Fv < FT.

Решения, которые здесь принимают, едины для моделей как со значимыми линейными коэффициентами, так и с незначимыми. При неадекватной линейной модели центр эксперимента (нулевая точка) переносится в экспериментальную точку с наилучшим зна­ чением переменной состояния, а интервалы варьирования умень­ шаются пропорционально абсолютной величине коэффициентов регрессии. Этим самым уменьшается кривизна поверхности отклика в точке эксперимента, что должно привести к адекватной линей­ ной модели.

Если и при этом модель неадекватна, то, очевидно, «нулевая точка» эксперимента попала в область оптимума, которая, как будет показано ниже, описывается полиномом второго порядка. Однако такая ситуация встречается редко, поэтому рекомендуется оценить вклад эффектов взаимодействия и квадратичных членов в суммарную дисперсию и, если в статистическом смысле он невелик, то дви­ гаться в область оптимума и при неадекватной модели.

Рассмотренные выше ситуации изображены на схеме рис. 12. В схему включена также цепь корректирующих воздействий при оценке воспроизводимости опытов.

Рис. 12. Ситуации принятия решений по результатам обработки планов ПФЭ и ДФЭ.

Движение в область оптимума осуществляется с помощью мето­ дов оптимизации, среди которых в планировании эксперимента ши­ роко используется метод крутого восхождения. Этот метод оптими­ зации и другие вынесены в гл. V. Там же рассмотрены условия при­ нятия решений, когда целью является поиск области оптимума.

Пример И. Рассмотрим пример принятия решений по резуль­ татам обработки данных плана эксперимента процесса получения фармацевтического препарата (карбометоксисульфанилгуанидина) — табл. 38.

В качестве факторов были выбраны: Хг — отношение раствори­ теля к основному веществу, г/л; Х г — температура реакционной массы, °С; Х3 — время реакции, мин.

Таблица 88. Матрица планирования и результаты эксперимента

Названия ХА х , Х3

Нулевой

уровень

0,7

135

 

30

 

Интервал

варьирования

0,2

5

 

 

15

 

Верхний уровень

0,9

140

 

45

 

Нижний

уровень

0,5

130

 

15

 

Опыты

 

 

План

 

 

Переменная

 

 

 

 

 

 

*0

 

Х2

,

*3

состояния у

 

 

 

1

+ 1

- ы

+

1

 

- н

46,80

2

- Н

- и

— 1

 

+ 1

20,47

3

+ 1

— 1

-^1

 

- и

16,80

4

+ 1

— 1

— 1

 

— 1

5,08

5

+ 1

- н

+

1

 

— 1

24,15

6

+ 1

+ i

— 1

 

— 1

8,89

7

+ 1

— 1

+

1

 

— 1

16,63

8

+ 1

 

1+

1

 

+ 1

46,45

 

 

 

 

Переменная состояния — выход продукта в процентах. Получены следующие результаты:

Ь0»= 23,8;

 

Ь3= 9,36;

Ьм =

3,77;

bx =

1,78;

 

612 =

0,17;

 

= 1,00;

62 =

10,23;

Ь13 =

— 0,79;

 

 

«ад =

0,970;

4, =0,0144;

=

0,12;

 

Ab( =

2,78 • 0,12 =s= 0,31

 

 

So = 0,115;

f0= 4;

/ад =

7; FT=

4,12.

/? =

° ’970 =

8 4

F > F

 

 

P

0,115

* '

P *^

T*

 

Следовательно, линейная модель неадекватна; незначим b12, остальные коэффициенты значимы.

Принятие решений. Корректным решением в сложившейся си­ туации является изменение интервалов варьирования факторов и повторение эксперимента. Уменьшение интервалов варьирования по факторам х2 и х3, по-видимому, приведет к уменьшению не толь­ ко коэффициентов Ь1 и Ь2, но и к уменьшению Ь13, Ь23, Ь123, может быть даже до уровня их незначимости. Резонно будет также пере­ нести центр плана в условия опытов 1 или 8 . Предлагаемое решение требует постановки еще 8 опытов.

Можно,* конечно, перейти к поиску области оптимума по неадек­ ватной модели, поскольку повторение эксперимента в данном слу­ чае нежелательно из-за существенных затрат. Кроме того, вклад \ линейных эффектов в уравнение регрессии значительно превышает \вклад взаимодействий факторов, тем более, что линейные эффекты не смешаны со взаимодействиями. И хотя решение поиска оптиму­ ма по неадекватной модели является с математической точки зре­ ния некорректным, риск на практике часто оправдывается (см. при­

мер 1 , гл. V).

 

 

З А Д А Ч И

 

 

 

Нулевой

 

1 .

 

Пусть процесс определяется четырьмя фак

уровень

и интервалы

варьирования представлены в

табл. 39.

кодированные значения

для опыта Хг = 2,0, Х 2 = 2,0,

Найти

Х3 = 1,25, Х4 = 15.

 

процесс получения

сульфадимизи-

2 .

[3,

с. 146]. Исследовался

на. Процесс

характеризуется

переменной у — выход

%) суль-

фадимизина по сульгину. Выделены шесть факторов;

Х1 — время

реакции (ч), Х 2 — содержание ацетилацетона в реакционной массе

(%), Х3 — содержание уксусной кислоты в реакционной массе (%),

ХА— температура

реакционной массы (°С), Хь — качество ацетил­

ацетона (%), Хе — качество

сульгина (%). Было решено качество

Н а и м е н о в а н и я

* i

 

* 3

хл

Нулевой

уровень

3

30

1,5

15

Интервал

варьирования

2

10

1

10

Таблица 40. Матрица планирования и результаты эксперимента

Н а и м е н о в а н и я x t Хш х 3

Нулевой

уровень

18

24

15

 

 

Интервал

варьирования

2

4

3

 

 

Верхний

уровень

20

28

18

 

 

Нижний уровень

16

20

12

 

 

 

 

 

П л а н

 

П е р е м е н н а я

 

 

 

 

с о с т о я н и я

О п ы т ы

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

*0

JC,

х 9

*3

У\

Уг

1

+ 1

— 1

— 1

— 1

80,23

81,93

2

+ 1

+ 1

— 1

— 1

86,50

84,80

3

+ 1

— 1

+ i

— 1

82,45

82,10

4

+ 1

+ 1

— 1

89,50

91,90

5

+ 1

— 1

— 1

+ i

85,10

84,80

6

+ 1

+ 1

— 1

+ i

90,30

89,60

7

+ 1

— 1

+ 1

+ i

85,60

84,90

8

+ 1

+ 1

+ 1

+ i

88,02

88,48

ацетилацетона и сульгина поддерживать постоянными, а температуру — не включать в план эксперимента. Поэтому оставили толь­ ко три фактора.

Опыты проводились на лабораторной установке, состоящей из стеклянной конической колбы емкостью 250 мл, снабженной метал­ лической якорной мешалкой и обратным холодильником. Колба нагревалась на электрической бане, заполненной вазелиновым мас­ лом. Предварительные исследования позволили выбрать уровни факторов и интервалы варьирования (табл. 40).

Для получения математической модели процесса предполагается реализовать план типа 2 3 (табл. 40). Требуется найти коэффициенты модели и провести ее статистический анализ.

3.[21, с. 64]. Рассматривалась оптимизация прочности сцепле­

ния электролитических железных

покрытий на образцах из стали 45

с мартенситной структурой. В

качестве независимых перемен­

ных были выбраны: Х х — начальная плотность тока, а/дм2, Х 2 — кислотность электролита, pH, Х3 — выдержка образца без тона, с.

Н аим ен ован ие

*1

X ,

х,

 

Нулевой

уровень

3,0

0,5

60

 

Интервал

варьирования

1.0

0,4

15

 

Верхний

уровень

4,0

0,9

75

 

Нижний

уровень

2,0

0,1

45

 

 

 

 

П лан

 

П е р ем е н н а я

Опыты

 

 

 

 

 

 

 

 

со сто я н и я у

 

 

 

 

 

 

х 0

 

*%

*3

 

1

+ 1

— 1

— 1

— 1

2710

2

+ 1

+ 1

— 1

— 1

1400

3

+ 1

— 1

+ i

— 1

3700

4

+ 1

+ 1

+ i

— 1

1257

5

+ 1

— 1

+ 1

2360

6

+ 1

+ 1

— 1

+ 1

1980

7

+ 1

1

+ i

+ 1

2920

8

+ 1

+ 1

+ i

+ 1

1100

Прочность сцепления измеряли по методу отрыва. Поверхность к покрытию.для всех образцов подготавливалась одинаково: ее обез­ жиривали венской известью, подвергали анодному травлению в хлоридном электролите (3 мин при Da = 20 а/дм2) и анодной обработ­ ке в 30%-ном растворе H2S04 (30—40 с при £)а = 60 ч- 80 а!дм2).

После этого

образец загружали в ванну, выдерживали без тока,

а затем покрывали до нужной толщины.

Использовался ПФЭ типа 2 3 (табл. 41).

Требуется

найти коэффициенты модели и провести статистиче­

ский

анализ,

если si = 1 1 892.

4 .

[2 1 , с.

72]. Исследовался процесс электроосаждения в зави­

симости от состава железоникелевых покрытий. К основным фак­

торам процесса относятся:

 

— величина катодной плотности то­

ка,

а/дм2\ Х 2 — кислотность

электролита, pH; Х3 — концентра­

ция

сульфата жеЛеза (III)

в электролите, г/л; Х4 — концентрация

сахарина, г/л. Переменной состояния является содержание никеля в осадках — у (%)• Предполагается для получения интерполяцион­ ного уравнения, сбывающего переменные, реализовать план ПФЭ типа 24 с тремя параллельными опытами (табл. 42).

Необходимо рассчитать коэффициенты уравнения и провести

статистический аВа^

3> если so — 0,70.

5. [46, с. 2811*

Исследовался процесс экстракции пентоксида

ниобия Варьиро0аЛись факторы: Х3 — концентрация серной кис­ лоты, г/л, и Х / Концентрация сульфита аммония, г/л. Перемен­ ной состояния о6ьектг являлась степень извлечения пентоксида

Н а и м е н о в а н и е

*1

Хг

 

 

 

 

 

Нулевой

уровень

5,5

2,7

 

21

1,5

 

Интервал варьирования

4,5

0,4

 

 

7

1,0

 

Верхний

уровень

10

3,1

 

28

2,5

 

Нижний

уровень

1

2,3

 

14

0,5

 

 

 

 

 

П л а н

 

 

 

П е р е м е н н а я

О п ы т ы

 

 

 

1

 

 

 

с о с т о я н и я

 

 

**

*•

 

Уи

 

 

 

1

 

1

+ i

— 1

— 1

 

— 1

—I

79,4

2

+ i

— 1

+ i

 

+ 1

— 1

61,1

3

+ 1

— 1

+ i

 

— 1

— 1

78,8

4

+ i

— 1

— 1

 

+

1

— 1

60,5

5

+ i

+ i

— 1

 

— 1

— 1

88,4

6

+ i

+ i

— 1

 

+

1

— 1

76,0

7

+ i

+ i

+ i

 

— 1

— 1

88,0

8

+ i

+ i

+ i

 

+

1

— 1

79,4

9

+ 1

— 1

— 1

 

— 1

+ 1

79,9

10

+ i

— 1

+ i

 

+

1

+ i

64,6

11

+ i

— 1

+ i

 

— 1

+ 1

79,6

12

+ i

— 1

— 1

 

+ 1

+ i

62,5

13

+ i

+ i

— 1

 

— 1

+ i

90,0

14

+ i

+ i

— 1

 

+ 1

+ i

78,8

15

+ i

+ i

+ i

 

— 1

+ i

89,1

16

+ i

+ 1

+ i

 

+

1

+ i

82,0

Таблица 43. Матрица планирования

и результаты

эксперимента

 

 

Н а и м е н о в а н и е

 

 

 

* 4

 

 

Нулевой

уровень

 

300

 

150

 

 

Интервал

варьирования

 

60

 

 

75

 

 

Верхний

уровень

 

360

 

225

 

 

Нижний

уровень

 

240

 

 

75

 

 

 

 

 

 

П л а н

 

 

П е р е м е н н а я

О п ы т ы

 

 

 

 

 

 

*3

 

 

*4

с о с т о я н и я у

 

 

 

 

 

 

 

1

+ i

 

+ 1

 

+ 1

 

88,54

2

+ i

 

1

 

1

 

74,26

3

+ i

 

+ 1

 

~ 1

 

91,96

4

+ i

 

1

 

+ 1

 

66,82

5

+ i

 

0

 

 

0

 

79,18

6

+ 1

 

0

 

 

0

 

79,86

7

+ i

 

0

 

 

0

 

81,56

ниобия в органическую фазу — у (%). Использовался план ПФЭ типа 22 с тремя опытами в центре плана (табл. 43). Найти уравне­ ние регрессии и проанализировать его.

6. [46, с. 296]. Ставилась задача получения математической модели для изучения реакции гидрогенолиза индивидуальных серо­ органических соединений. Исследовался процесс гидродесульфура­

ции дизельного топлива

на

лабораторной

установке. Варьиро­

валось

пять факторов: Х1 — отношение водорода

к сырью

в ис­

ходной

смеси,

причем

Х х =

In (ун2/УсыРье); Х 2 — условное

время

контакта, связанное

соотношением

Х 2 = In п0 с

п0 — объемной

скоростью подачи реагирующего компонента, г/(г ч)\

 

Х3 = -у -, где

Т — абсолютная

температура,

°К;

Х4 — исходная

концентрация,

вес.%;

Хъ — размер

зерна,

условные единицы.

Переменной

состояния

была

принята

величина у = In | — In х

X (1 — az) 0 2 |, где

0, а — кинетические константы, z — степень

гидродесульфурации.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Предлагается план ДФЭ типа 25""2 с генерирующими соотноше­ ниями

Х4 = Х{Х2Хз, х5 = — х2х3.

План эксперимента и его реализация приведены в табл. 44. Рассчитать определяющий контраст и систему смешивания оце­

нок. Найти математическую модель процесса и провести ее стати­ стический -анализ.

7. [3, с. 231]. Проводилось исследование с целью составления математической модели ящичного экстрактора. В качестве факторов

Таблица 44. Матрица планирования и результаты эксперимента

Н а и м е н о в а н и е

х,

X,

X,

х4

X.

 

Нулевой

уровень

4

1,75

380

2,23

0,75

 

Интервал

варьирования

1

0,25

20

40

0,25

 

О п ы т ы

 

 

 

П л а н

 

 

П е р е м е н ­

 

*i

XО

«я

*4

 

н а я

 

 

хь

с о с т о я н и я у

1

+ i

—1

- 1

—1

+ 1

—1

—0,1723

2

+ i

—1

—1

+1

—1

+1

—0,0460

3

+ i

—1

+1

—1

— 1

+ 1

—0,5090

4

+ i

— 1

+1

+1

+ 1

—1

—-0,3170

5

+ 1

+ 1

—1

—1

+ 1

—1

—0,7550

6

+ i

+ 1

—1

+1

—1

+1

-0,0875

7

+ i

+ 1

+ 1

—1

—1

+1

—1,2650

8

нм

+ 1

■+1

+ 1

+ 1

— 1

+0,2330

9

+ i

0

0

0

0

0

—0,3630

10

+ 1

0

0

0

0

0

—0,1150

Н а и м е н о в а н и е

 

х,

Ха

Х4

Х5

Хв

 

Нулевой уровень

90

600

26

0,40

195

0,8115

 

Интервал варьи-

 

 

4

0,29

25

0,0975

 

рования

 

10

100

 

 

 

 

 

П л а н

 

 

 

П е р е м е н ­

 

 

 

 

 

 

1

 

О п ы т ы

 

 

х2

 

 

хп

н а я с о с т о ­

 

 

 

*3

*4

I

я н и я у

 

 

 

 

1

 

 

1

+ i

— 1

+ 1

+ 1

+ i

— 1

— 1

7,00

2

+ i

— 1

— 1

— 1

— 1

ни

— 1

16,50

3

+ i

— 1

— 1

— 1

+ i

— 1

— 1

9,50

4

+ i

— 1

— 1

 

+ i

+ i

+ 1

9,00

5

+ i

+ i

+ 1

+ 1

+ i

+ i

+ 1

7,75

6

+ i

+ 1

— 1

— 1

+ i

+ i

+ 1

10,75

7

+ i

— 1

+ 1

— 1

+ i

+ i

+ 1

11,50

8

+ i

+ i

— 1

— 1

— 1

— 1

+ 1

13,25

9

+ i

+ i

+ 1

— 1

+ i

— 1

— 1

8,50

10

+ i

— 1

+ 1

+ 1

— 1

+ i

— 1

14,00

11

+ i

— 1

— 1

+ 1

— 1

— 1

+ 1

9,25

12

+ i

+ i

— 1

+ 1

— 1

+ i

— 1

17,25

13

+ i

+ 1

+ 1

+ 1

— 1

— 1

+ 1

14,50

14

+ i

+ i

+ 1

— 1

— 1

+ i

— 1

22,00

15

— 1

+ 1

— 1

— 1

— 1

+ 1

16,25

16

+ 1

+ i

— 1

+ 1

+ i

— 1

— 1

7,50

были выбраны: Хг — диаметр турбинки, мм\ Х 2— скорость вра­

щения

турбинки,

об/мин\ Х3 — температура,

°С;

Х4 — концен­

трация кислоты в водном растворе, г-экв!л\

Хъ — высота слоя

жидкости в ячейке, мм\ Хб — соотношение фаз в

эмульсии.

Переменная состояния — продолжительность

полного расплав­

ления,

мин. План

эксперимента и результаты

опытов приведены

в табл. 45. Использовалась четверть-реплика от полного факторно­ го эксперимента 26.

Найти линейную модель процесса и проверить ее адекватность. При неадекватности модели ввести члены с взаимодействием фак­

торов. Известно, что si = 0,39.

8. [38, с. 5]. Исследовался процесс получения фосфита натрия при обработке фосфитсодержащего шлама раствором карбоната нат­ рия. Опыты проводили на лабораторной установке. Были выбраны следующие факторы: Хг — температура процесса, °С; Х 2 — содер­ жание карбоната натрия в процентах от стехиометрического коли­ чества; Х3 — время контакта, мин\ Х4 — соотношение жидкой и твердой фаз.

Переменными состояния являлись степень перехода фосфита натрия в раствор (уг) и содержание С02 в растворе.

Н а и м е н о в а н и е

 

X,

 

 

 

Хя

 

х4

 

Нулевой

уровень

 

50

 

100

 

45

 

7:1

 

Интервалы варьирования

20

 

20

 

30

 

1,5:1

 

Опыты

 

 

 

План

 

 

 

Переменная состояния

 

X1

 

*8

*3

 

*4

 

У1

Уг

 

 

 

 

 

1

+ i

+ i

- 1

+

1

— 1

57,22

1,47

2

-t-i

— 1

— 1

+

1

+

1

68,31

4,65

3

+ 1

+ i

+

1

+

1

+

1

88,82

5,76

4

+ 1

 

+

1

+

1

- 1

 

75,73

9,50

5

+ i

+ i

— 1

— 1

— 1

60,29

1,19

6

+ i

— 1

— 1

— 1

+

1

67,32

6,37

7

+ 1

+ 1

+

1

— 1

+

1

84,48

7,68

8

+ i

— 1

+

1

— 1

— 1

74,56

13,74

Ошибку опыта рассчитывали по четырем параллельным опытам

в центре и плане

= [0,67% ]2, /0 = 3

и s20 = [0,11%]2, /0 = 3.

Матрица планирования представлена

в табл. 46. Это план ДФЭ

типа 24-1 с генерирующим отношением х4 = хгх2- Получить уравнения регрессии и принять решение.

Г л а в а IV. ОСНОВНОЙ ЭКСПЕРИМЕНТ, ПЛАНЫ ВТОРОГО ПОРЯДКА

После достижения области оптимума перед исследова­ телем встает задача детального изучения поверхности отклика. Описать область оптимума линейным уравнением регрессии не уда­ ется из-за крутизны гиперплоскостей факторного пространства и значимости эффектов взаимодействия факторов и квадратичных эффектов. Поэтому область оптимума описывается полиномами более высоких порядков, среди которых самые распространенные уравнения второго порядка:

У = ь0+ у, Ь[ХС+

i l

bijXtXj + 2 buxl

(,07)

(=1

/,/=1

i= 1

 

Построить планы, по которым можно получить модель в виде уравнения (107) с помощью ранее рассмотренных приемов не уда­

ется, так как условие ортогональности в столбцах х1 не выполняется

Рис. 13. Расположение точек факторного пространства в композиционных планах вто­ рого порядка.

(сумма элементов будет всегда равна N, а не нулю). Также тре­ буется большее число опытов и др.

Для получения математической модели области оптимума в ви­ де уравнения (107) используются специальные планы, два из ко­ торых будут рассмотрены ниже.

§ 1. Факторный эксперимент второго порядка, общие положения

В связи с изменением подхода к построению планов второго порядка следует пересмотреть ранее изложенные представ­ ления о числе уровней факторов, центре плана и критериях опти­ мальности применяемых планов, ввести новые определения и по­ ложения.

Выбор числа уровней. При использовании математической моде­ ли в виде полинома второго порядка двумя уровнями варьирования факторов ограничиться нельзя. Естественно предложить планы на

трех уровнях — типа Зп Если число факторов больше четырех, полный факторный эксперимент на трех уровнях становится неэко­

номичным в смысле числа опытов.

Например,

для

3 \ АД=

81,

число

степеней свободы /ад = 66; для

З5, N = 243,

/ад =

222

и

т. д.

Такое большое число степеней свободы для

проверки

гипо­

тезы об адекватности не требуется.

Бокс и Уилсон (1951 г.) показали, что, дополнив двухуровне­ вый план ПФЭ определенными точками факторного пространства,

можно получить план с меньшим числом опытов, чем план типа З'г

Общее число опытов при таком планировании

определяется фор­

мулой

 

 

\ N = 2" +

2„ + N0,

(Ю8)

где каждое слагаемое определяет

число опытов

в ПФЭ типа 2",

«звездных» точек и нулевых точек. Из формулы (108) легко убедить­ ся, что предлагаемые планы экономич­ нее планов на трех уровнях. Так, для

плана

с числом

факторов 4 Л/

= 16 +

+ 8 +

/V0 = 25

(при N0 = 1)

против

N = 81 у планов З4.

Большим преимуществом планов Бок­ са и Уилсона является то, что их можно

получать из планов 2" Для построения

используется центр плана 2", линейная модель по которому при поиске области оптимума оказалось неадекватной. Все проведенные эксперименты остаются, а план дополняется некоторым количест­ вом специально подобранных, «звезд­ ных» точек. Отметим, что дробная реп-