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

Планирование эксперимента в химической технологии

..pdf
Скачиваний:
31
Добавлен:
15.11.2022
Размер:
7.31 Mб
Скачать

то с учетом уравнения (125) и обозначений (129), (130) коэффициен­ ты регрессии можно определить по формулам:

Ь0 = 4-[2%Пп + 2 )(О у)-2 К С ±

(ijy)J;

(131)

 

 

 

(132)

Ьи = 4 (С2К« + 2)Я4 - п] (Ну) + С2( 1 - ^ ) 2

т - 2 КС(0у)};

 

 

 

(133)

 

ьч = ~ ш : Ш .

 

оз4)

Для плана, когда п =

3, приведенные формулы имеют вид:

 

Ь0=

0,1663 (0у) — 0,05679 (Ну);

(135)

 

Ь{ = 0,07322 (iy);

 

(136)

Ьи = 0,0625 (Ну) -f- 0,06889 (Ну) — 0,05679 (0у),

(137)

 

bij = 0,125 (ijy).

 

(138)

Дисперсии для коэффициентов регрессии рассчитываются по формулам:

2АХ% (п +

2) Sg

4

N

(139)

 

S»i =

N

(140)

 

2 _ А[(п+ 1)Х4- ( л

- 1)] C2s|

Sbu

л/

(141)

С%

sbn N X , (142)

где So, как и ранее, дисперсия опыта.

Статистический анализ результатов расчета планов второго по­ рядка в принципе не отличается от рассмотренного выше ЦКОП. Однако преобразования рототабельного планирования видоизме­ нили некоторые формулы статистического анализа. Не вдаваясь в подробности расчетов, приведем формулы, по которым определя­ ется адекватность уравнения регрессии, полученного методом ЦКОП.

Сумма квадратов, связанная с дисперсией, характеризующей ошибку опыта, определяется результатами опытов в центре плана и подсчитывается так:

5 0 = % (you - уи)\ /о = м0- 1,

(143)

Я=1

 

где fo — число степеней свободы этой суммы, k = 1, 2, Дисперсия опыта получается делением суммы (143) на /„

„2

S0

_

S0

S o ~

fo

~

N 0 - 1 •

N0.

(144)

Остаточную сумму квадратов

отклонений

(уи уи) вычисляют

так:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(п4~ 2) (п-f- 1)

(145)

=

2

{Уи —

У и ? , /ост

=

N

2

 

 

U = 1

 

 

 

 

 

 

 

или:

 

 

 

 

 

л

 

п

 

 

 

 

 

 

 

 

(Ив)

50ст = {УУ) — 60 (0у) — 2

^ (iy) + 2 by (ijy).

 

 

 

 

 

i=i

 

‘</

 

Сумма квадратов 5 ад,

характеризующая

адекватность

модели,

определяется как

разность

 

 

 

 

 

 

5 ад

=

*S0CT

 

ПрИ

/а д

= /ост

/о» ИЛИ

 

 

 

УУ-----(п+ 2Нп +

1) | _ (дги_

(Н7)

/ад —

 

 

 

 

 

 

Тогда дисперсия,

оценивающая

адекватность модели

 

 

 

 

 

2

 

^ад

 

 

 

 

 

 

•^ад =

Т~~~ •

 

 

 

 

 

 

 

 

ад

 

 

Расчетное значение критерия Фишера формируют как отноше­

ние дисперсии адекватности

к дисперсии опыта

 

 

 

р

=

_ ад/( ад

 

_^ад_

 

(148)

Р5 0//о

исравнивают с табличными f Tдля степеней свободы /ад и /0 по из­ вестным правилам.

Значимость коэффициентов определяют по критерию Стьюдента в соответствии с известной формулой (21). Если незначимым ока­ зался один из квадратичных эффектов, то после его исключения коэффициенты уравнения регрессии необходимо пересчитать заново.

Это связано с неортогональностью столбцов х\ матрицы планирова­ ния. Расчет и статистический анализ уравнения регрессии по пла­ ну ЦКРП проводится в соответствии с алгоритмом рис. 11. Рас­ шифровка алгоритма приведена в табл. 54.

На основании результатов расчета экспериментатор должен при­ нять решение по одному из признаков — нелинейная модель аде­ кватна или неадекватна. Рассмотрим пример построения и расчета центральных композиционных рототабельных планов.

Пример 2. [52, с. 125]. Исследовался процесс, характеризуе­ мый четырьмя факторами. Постановка планов первого порядка и

Таблица 54. Формулы расчета по композиционному рототабельному плану второго порядка

Блоки

1

2

Формулы расчета

У — fy) + 2

^iXi “t" 2

bijXiXj +

 

/=1

 

£=1

 

 

 

т

 

 

i=1

 

 

В = (Я"ГА')—1

АГТК;

Ь0

А_

 

+ 2) ^

х оиУи

—— 2^

 

 

N

п

iV

 

 

 

 

 

42А,4С ^

2

 

 

£*=1

и=1

 

 

bi —"уу” 2

»

 

 

«=1

 

 

С2

Д

 

 

b ij — ~тр\

2

х Шх}’иУи i

 

NA,‘

и= 1

 

Обозначения

у — переменная состояния;

Х{ — фактор модели;

п — число факторов;

bibijbu —. коэффициенты регрессии.

5 — столбец коэффициентов уравнения регрессии;

X — корреляционная матрица (план эксперимента);

— транспонированная корреляционная матрица;

ь“ = т Iе2 [(n + 2)Х<- «iS *?«?«+

 

п

N

 

 

 

+ С2 (1 — Х „)2

у ; X2iuyu

 

 

 

£=1 U= 1

 

у — столбец значений

 

N

л

 

параметра оптимизации;

 

 

 

 

 

— 2Ь4С 2 *сиУ|ф гДе

 

 

 

и= 1

J

 

 

 

С -

N - . 4 -

[(п +

1

л]’

 

*

’ ~~ 2А,4

2) Х4

 

2

х1а

 

 

N — общее число опытов (точек)

 

 

 

 

в рототабельном плане.

4

 

 

 

N0 — число параллельных опы­

и = 1

 

 

тов в центре плана;

 

 

*

SQ — дисперсия

воспроизводи­

 

А£0- 1

мости (ошибка

опыта);

 

 

Блоки Формулы расчета Обозначения

 

,

2АЩ (п +

2)

2

s2

<?

,2

<! 2

 

4* = -----N------

s°:

%

% '

**// '

bU~

 

дисперсии

коэффициентов;

sb, =

 

с -4

.2 _

 

С2

2

 

 

 

 

 

N

V

~TJT s° ’

 

 

 

 

S2

Л[(я+1)А.4- (/1 - 1 )|- &

X

 

 

 

 

bn =

 

 

N

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

x s 02;

5а

6

6 а

tbp

1h 1

lbiP

1bil .

 

%

 

% *

/» = - ^ M ;

tbilP

I bit I .

sbii ’

i,p

Sblj

 

Условие значимости коэффициентов

tbi > tT (q, f);

/о = — i ;

N

о2 (Уи Уи)2 t

*** =

 

JfZTi

5

/ост = yv — / ;

 

/о =

А^о — 1 ;

 

 

S2

=

 

 

ад

 

 

N

 

 

 

yti)

/ост

’2

(Уои — о) /о.

Условие адекватности модели р ^ Fт (<7> /ад* /о) »

tbo> tbijQi tbup — расчетные значения критерия Стьюдента

/т — табличное значение критерия Стьюдента;

/ — число степеней свободы; q — уровень значимости

SQCT — остаточная дисперсия;

I — число оставшихся членов в уравнении;

/ост» /о — числа степеней свободы;

— дисперсия адекватности;

Fр — расчетное значение критерия Фишера.

FT — табличное значение критерия Фишера

Наименование

Факторы

 

 

 

 

 

 

 

 

 

*1

*2

 

 

 

Значимые коэффициенты

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Нулевой уровень

9,20

4,89

 

 

1Ь0 =

85,14

 

ь13 =

3,00

 

Верхний

уровень

10,00

6,89

 

 

 

 

Нижний

уровень

8,40

2,89

 

 

1ЬЛ=

3,43

Ьи =

2,60

 

Уровень

«+1,41»

10,33

7,71

 

 

1

-

1,32

 

боя =

— 1, 19

Уровень

«—1,41»

8,07

2,07

 

 

!>з =

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

План

 

 

 

Переменная

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

состояния

Расчет

Опыты

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

2

 

 

 

 

{Уи~Уи)%

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

X1

XЛ

*1*8

Уи

 

Уи

 

1

 

+ i

1

1

+ 1

+ 1

+ 1

87,1

87,44

0,1156

2

 

+ i

1

+ 1

+

1

+ 1

1

79,0

78,80

0,0400

3

 

+ i

+ 1

1

+

1

+

1

1

88,9

88,30

0,3600

4

 

+ i

+ 1

+ 1

+

1

+

1

+ 1

92,8

91,66

1,2986

5

 

+ 1

—1,41

0

2,0

 

0

0

85,6

85,50

0,0100

6

 

+ 1

+ 1,41

0

2,0

 

0

0

94,0

95,18

1,3924

7

 

+ i

0

—1,41

0

 

2,0

0

84,5

84,62

0,0144

8

 

+ i

0

+ 1,41

0

 

2,0

0

80,0

80,90

0,8100

9

 

+ i

0

0

0

 

0

 

0

83,7

85,14

2,0736

10

 

+ 1

0

0

0

 

0

 

0

86,0

85,14

0,7386

11

*

+ i

0

0

0

 

0

 

0

85,8

85,14

0,4356

12

+ 1

0

0

0

 

0

 

0

83,9

85,14

1,5376

13

 

+ i

0

0

0

 

0

 

0

86,3

85,14

1,3456

крутое восхождение привело к некоторой точке факторного про­ странства, где значимы только два фактора, а линейная модель неадекватна. Предполагается в этой области реализовать план вто­ рого порядка типа ЦКРП — табл. 55.

Расчет коэффициентов уравнения регрессии начнем с вычисле­ ния сумм (Оу), (iy), (ijy), (iiy):

У) =

2

Уи =

1117>б0>

(1 У) =

2 х\иуи =

27,444;

 

Ы=1

 

 

и= 1

 

N

хаиУи =

 

W

 

 

(3*/) = 2

12,000;

(13г/) = 2

хыгзвЛ, =

— 10,545;

и= \

 

 

и=1

 

 

(11у) =

N

 

 

(ЗЗу) =

Н

 

S

*?иг/ц = 707,00;

2

= 676,00;

 

W=1

 

 

 

Ы=1

 

 

 

N

 

 

 

 

 

 

У, (Ну) = 707,00 + 676,00 =

1383,80.

 

и= 1

По формулам

(131) — (134) рассчитываем

коэффициенты

Ь0=

0,2(0#)'— 0,12 (ну) =

85,14;

 

 

 

 

Ьг =

0,125(1#) =

3,43;

 

 

 

 

 

 

 

Ь3 =

0,125(3#) =

— 1,32;

 

 

 

 

 

 

Ь1Я=

0,25 (13#) =

3,0;

 

 

 

 

 

 

 

Ьи =

0,125 (11#) +

0,01872 (иу) — 01 (0#) =

2,60;

Ьгг =

0,125 (38#) +

0,01872 (г7#) — 0,1 (0#) =

-

1,19.

Коэффициенты можно рассчитывать и в матричной форме по

уравнению

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

В = (ХТХ)~1Х 1У.

 

 

 

 

Найдем Х ТХ

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

13

0

0

8

0

8

 

 

 

 

 

 

0

7,98

0

0

0

0

 

 

 

Х ТХ =

 

0

0

7,98

0

0

0

 

 

 

 

8

0

0

12

0

4

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0

0

0

0

4

0

 

 

 

 

 

 

8

0

0

4

0

12

 

 

Обратим матрицу:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

"

0,19(9)

0

 

0

0,09 (9)

0

-

0,1 "

 

 

0

 

0,125

0

0

 

0

 

0

(Л-ТХГ'

0

 

0

 

0,125

0

 

0

 

0

0,09 (9)

0

 

0

0,144

0

 

0,018

 

 

 

 

 

 

0

 

0

 

0

0

 

0,25

 

0

 

_

~ 0,1

 

0

 

0

0,018

0

 

0,144 _

Окончательно столбец В:

85,14000225 "

3,43073611

1,32205820

2,56125032

2,99999976

1,191375179_

Таким образом, уравнение регрессии приобретает вид:

у = 85,14 + 3,43*! — 1,32*3 + 3 ,00*^ + 2,60*? — 1,19x1.

Рассчитаем оценки дисперсии коэффициентов по диагональ­ ным элементам обратной матрицы, если ошибка опыта равна:

 

 

 

 

 

5

 

 

 

 

 

 

 

So2 =

дГТГТ 2 (yok— Уof =

 

*

=

1,5325.

 

 

'v0

* *=1

 

 

 

 

 

 

Тогда:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

4

=

0,199

• 1,5325» 0,31;

 

sbo =

0,56;

4

=

0,125

• 1,5325 »

0,193;

sbl = 0,44;

sb[. =

0,25 •

1,5325 »

 

0,385;

 

s„tf =

0,62;

sbu =

0,144

1,5325 »

0,222;

 

sbll =

0,47.

Рассчитаем

величины

^-критерия для

групп

коэффициентов:

i

_

85,14

 

=

1 ко.

^

2,6

=

к к.

г0Р -

-7Л 5Г

 

 

р = -КТТ

 

 

 

 

0,56

 

 

 

 

11р

0,47

 

 

 

у

_

3,43

_*7 п#

/

_

М9

 

2’5’

*1р “

~оЖ ~ 7’8’

t22p-~ оЖ

 

/

_

_ о л.

/

 

3,0

 

А О

 

 

 

 

 

 

*13Р

П АО

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0,62

 

 

 

Учитывая, что

tT =

2,78 (q =

0,05, f0 =

4),

все коэффициенты,

за исключением Ь22, значимы. Однако Ь22 находится на границе значимости и для поиска координаты оптимума области может быть оставлен.

Проверим адекватность уравнения регрессии. Рассчитаем Стол­ ла

бец у (см. табл. 55) и разность квадратов отклонений. Сумма квад­ ратов отклонения

50СТ= 9,361; /ост = 13 — 6 = 7.

Сумма квадратов отклонений нулевых опытов

S0 = 6,13; /0 = 5 — 1 = 4 .

Тогда:

 

 

 

 

5 ад = 9,361 — 6,13 = 3,231;

/ад =

/о с т - /0 « 7 - 4 = 3.

Отношение ^-критерия:

 

 

 

р

*^яп//яп

_

3,231/3

= 0,70277.

Р =

~SJTo

 

6,13/4

 

FT=

6,6 (/ад =

3;

/о =

4; q = 0,05).

Поскольку Fp < FT, то уравнение регрессии адекватно описывает экспериментальные данные. Можно переходить к поиску координа­ ты оптимума объекта исследования.

§ 4. Принятие решений по планам второго порядка

После получения математической модели, описыва­ ющей область оптимума, решения принимают по одному из признаков— адекватна или неадекватна нелинейная модель объ­

екта.

Значимость коэффициентов уравнения регрессии второго по­ рядка в исследовании играет меньшую роль, чем на этапе получе­ ния линейной модели. Это связано с различием целей получения линейной и нелинейной моделей.

Линейную модель используют для поиска области оптимума и значимость факторов модели способствует успешному продвижению по методу крутого восхождения. Поэтому в линейной модели ста­ раются сохранить как можно больше факторов, даже если при этом эксперимент приходится повторять с расширенными интервалами варьирования.

В нелинейной модели членов, как правило, достаточно много; цель моделирования — описание области оптимума, и поэтому исключение незначимых факторов проходит не так заметно, как на этапе линейного моделирования. Таким образом, для нелиней­ ной модели наиболее важна оценка ее адекватности математи­ ческой модели.

Рассмотрим упомянутые выше две ситуации.

Нелинейная модель объекта исследования неадекватна. Как и при анализе неадекватной линейной модели, можно предложить переход к модели более высокого порядка, т. е. к модели, представ­ ленной полиномами третьего порядка. Однако описанные в лите­ ратуре [52] случаи применения планирования третьего порядка свидетельствуют о экспериментальных и вычислительных труднос­ тях, не говоря уже о трудностях при анализе и интерпретации ма­ тематической модели. Поэтому такое решение не считается эффек­ тивным.

Более приемлемым способом устранения неадекватности нели­ нейной модели является введение в план новых факторов из числа отброшенных ранее (на этапе предварительного эксперимента или при анализе линейной модели). Очевидно, при этом необходимо по­ вторять эксперименты с большим числом опытов.

Труднее учесть нестационарность объекта исследования или дрейф параметров объекта во времени. Действительно, при боль­ шом числе опытов, а значит, и времени их проведения появляются ошибки за счет нестационарности объекта исследования, а величина их растет. Методам учета временного дрейфа посвящены работы [43, 15].

Нелинейная модель объекта исследования адекватна. Если об­ работка экспериментальных данных планов второго порядка дает адекватную модель, то задача исследования на этом этапе выпол­ нена: в распоряжении экспериментатора имеется математическая

модель, описывающая область оптимума. Дальнейшее исследова­ ние зависит от поставленной задачи.

Есл^и целью было получение интерполяционной модели, описы­ вающей область оптимума, то на этом исследование объекта закан­ чивают.

В экстремальном эксперименте ставится задача поиска коор­ динаты оптимума по имеющейся математической модели. Здесь используются различные методы оптимизации, в основном, методы

нелинейного программирования.

 

Чаще всего применяют следующие

методы: Гаусса — Зей-

деля,

оптимальный, случайного поиска,

наискорейшего спуска

и т.

д.

 

Найденная координата области оптимума считается отправной точкой при переходе от лабораторной установки к полупромышлен­ ной или промышленной. Если установки отличаются масштабом от тех, на которых проводились исследования, весь цикл эксперимен­ тирования повторяется. Конечно, с помощью методов планирова­ ния эксперимента решить задачу масштабирования в полном объ­ еме невозможно [30, с. 16], однако считают, что в ограниченной по­ становке методами планирования эксперимента, особенно для так называемых диффузных систем [23, с. 46—47], эта задача может быть решена.

Весьма полезной оказывается полученная математическая мо­ дель области оптимума, а также координата оптимума при ре­ шении задач управления объекта исследования или аналогичных объектов, отличающихся масштабом.

Иногда технологи ставят задачу детального изучения области оптимума по ее математической модели. В этом случае используют­ ся специальные преобразования системы координат факторного пространства и строятся стандартизированные поверхности откли­ ка. Графическое их изображение позволяет исследователю лучше ориентироваться при поиске координаты оптимума.

Метод анализа поверхности отклика носит название канониче­

ского и кратко описан в гл. V.

Таким образом, при получении адекватной модели второго по­ рядка исследователь может принять решение поиска координаты оптимума, детального изучения области оптимума, а затем исполь­ зовать полученные данные при исследовании и управлении анало­ гичных объектов другого масштаба.

ЗАДАЧИ

1. [61, с. 347]. Исследовалась эффективность к затора в процессе очистки отходящих газов производства фенола.

Была поставлена задача получения математической модели процес­ са окисления изопропилбензола на оксиде меди в околооптимальной области. План типа ЦКОП приведен в табл. 56.

 

 

 

 

Факторы

 

 

Наименование

 

*i(eQ

(объемная

(концентра­

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ция пропил-

 

 

 

 

 

скорость, ч"- 1 ) бензола, мг/л)

 

Нулевой

уровень

 

415

 

25 000

1,5

 

Интервал

варьирования

 

15

 

15 000

0,5

 

 

 

 

 

 

План

 

Переменная

Опыты

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

состояния

 

 

 

 

 

 

 

У

1

+ i

- 1

+

1

+ i

74,6

2

+ i

— 1

— 1

+ i

84,0

3

+ i

+ 1

— 1

+ 1

100,0

4

+ i

+ 1

+

1

+ 1

95,7

5

+ i

— 1

+

1

- 1

72,7

6

+ i

— 1

- 1

1

97,6

7

+ i

+

1

— 1

- 1

100,0

8

+ i

+

1

+

1

- 1

91,1

9

+ i

+

1,215

 

0

0

100,0

10

+ i

— 1,215

+

0

0

82,2

И

+ i

 

0

1,215

0

88,9

12

+ 1

 

0

—1,215

0

100,0

13

+ i

 

0

 

0

+ 1,215

85,9

14

+ i

 

0

 

0

-1,215

89,6

15

+ i

 

0

 

0

0

91,0

Найти математическую модель процесса и оценить ее адекват­ ность.

2. [36, с. 16]. Изучался процесс экстракции низкомолеку­ лярных ароматических углеводородов. В качестве независимых переменных были выбраны: Х г — соотношение «растворитель — сырье», Х г в %; Х 2 — возврат сырья, в %; Х3— содержание пента­

на в

возврате,

в

%. Переменной состояния являлось содержание

ароматических

углеводородов в экстракте— уг. Использовался

план

ЦКРП (табл.

57).

Найти математическую модель процесса и оценить ее адекват­ ность.

3. [38, с. 76]. С целью выявления оптимальных условий, обес­ печивающих полноту окисления фосфитов гипохлоритом натрия, проведено ортогональное планирование второго порядка (табл. 58).

Найти математическую модель объекта и проверить ее адекват­ ность по значениям yUx и yUt.

4. [46, с. 217]. Определялись оптимальные условия протекания процесса получения сульфаниламидного соединения. На первом