Планирование эксперимента при оптимизации процессов химической техн
..pdfгде
S = 'l* (22 - 'm m; sl + s 2 4------ |
1-Sm = p . |
Наиболее часто пользуются следующими приведен ными (каноническими) полиномами:
У = Pl*l + 0 2 * 2 + Рз* 3 + Pl2*l* 2 + Pl3*l* 3 + Рг3*2 * 3 |
(2.3) |
— полином второго порядка для трехкомпонентной смеси;
У = Pi*i + Рг* 2 + Рз*з + Pi2*i* 2 + Pi3*i*3 + Ргз*2*з + |
(2-4) |
+Pl23*l*2*3
—полином неполного третьего порядка для трехкомпо нентной смеси;
У = Pl*l + |
?2 * 2 + |
Рз* 3 + Pl2*l* 2 + Р13*1*3 + Рг3*2 * 3 + |
+ Yl2*l* 2 ( * 1 “ |
Х2) + |
Yl3*l* 3 ( * 1 — *з) + Y23*2*3 ( * 2 — *з) + (2.5) |
+Pl23*l*2*3
—полином третьего порядка для трехкомпонентной смеси;
У = |
Pl*l + Рг* 2 |
+ |
Рз* 3 + Pl2*l* 2 + Pl3*l* 3 |
+ |
+ Р23*2*3 + Y12*1* 2 ( * 1 |
— *2 ) + Yl3*l*3 (*l — *з) + |
|||
+ |
Y23*2*3 ( * 2 |
|
*з) + 6 i2*l*2(*l — *г)2+ |
(2.6) |
+ 6 1 3 X1* 3 ( * 1 — * 3 ) 2 + 6 2 3 *2 * 3 ( * 2 — *з) 2 + |
|
|||
+ |
Pi123*2 *2*3 + |
Р1223*1* 2 *3 + Pl233*l*2*2 |
|
— полином четвертого порядка для трехкомпонентной смеси.
Пояснение. От стандартного полинома, например, вто рого порядка
д
У = Ьо + |
6 1 * 1 4- 6 2х2 |
+ 6 3*з -Ь Ъ 2Х\Х2+ |
6 1 3 *1* 3 + |
+ |
6 2 3 *2 * 3 + |
6 1 1 * 2 + 6 2 2 * 2 ^ъъХ |
(2-7) |
к полиному Шеффе (2.3) переходят путем несложных преобразований условия
* 1 + * 2 + *з = 1
в условия
|
|
frd*l |
-f- fro*2 + |
fro*3 |
= fro", |
|
||
|
|
х2 = Х — X Xz — *1*3 ; |
|
|||||
|
|
\ |
|
|
|
|
|
(2 -8 ) |
|
|
*- = Л'2 — *i* 2 — ад; |
|
|||||
|
|
х2 = х3— ХхХ3— х2х3; |
|
|||||
и подстановкой |
(2.8) |
в |
(2.7). Получают |
|
||||
У = (^о + Ь |
+ |
Ьц)х1 + |
(fro + b2 + Ь22)х2+ |
|
||||
+ |
(fro + |
b3 + b33)x3+ |
(fr12 — fru — b22)X[X2 + |
(2.9) |
||||
+ |
(^13 — bn — 6 3 3 ) * 1*3 |
+ |
(fr2 3 |
— b22— b33)*2*3* |
|
|||
Симплекс-решетчатые планы |
Шеффе. Известно, что |
|||||||
геометрическое |
место |
точек, |
|
удовлетворяющее |
условию |
|||
(2 .1 ), представляет собой п — |
1 |
правильный симплекс. |
Тогда факторное пространство может быть представ лено симплексами с такой же системой координат. Пла нирование на симплексах осуществляется равномер ным разбросом экспериментальных точек. Получаются {/г,т) -решетки, где п — число компонентов смеси; т — порядок полинома. Примеры {3, т}-решеток с при нятыми обозначениями выходной переменной приведены на рис. 2 .1 .
Симплекс-решетчатые планы частично |
композицион |
|
ные. Неполную кубическую решетку {3, 3*} |
(рис. 2 . 1 , 6 ) |
|
можно получить из {3,2} (см. рис. 2. 1, а) |
добавлением |
|
одной точки в центре симплекса; решетку {3, 4} |
(см. рис. |
|
2 .1 , г) — добавлением точек к решетке {3, |
2 } |
(см. рис. |
2.1 , а).
2.1. 1. Алгоритм симплекс-решетчатых планов второ го порядка для трехкомпонентной смеси.Исходные дан
ные. Имеется трехкомпонентная смесь. Необходимо по лучить зависимость некоторого свойства у от состава смеси в виде (2 . 3) и проверить ее адекватность.
План эксперимента для рассматриваемого случая приведен в табл. 2 . 1 .
В каждой точке решетки проводится одинаковое чис ло (/л) параллельных опытов.
Расчет коэффициентов уравнения. Расчет коэффици ентов возможен методом наименьших квадратов по урав нению P=(ArTAr) - 1 X TY .
Рис. 2.1. (3, т)-симплексные решетки для полинома по рядка:
а — второго; б —неполного третьего; в — третьего; г — четвертого.
Т а б л и ц а 2.1. План эксперимента
|
|
Пл^н |
|
Номер |
|
|
|
опыта |
*1 |
*2 |
*3 |
|
|||
1 |
1 |
0 |
0 |
2 |
0 |
1 |
0 |
3 |
0 |
0 |
1 |
4 |
0,5. |
0,5 |
0 |
5 |
0,5 |
0 |
0,5 |
, 6 |
0 |
0,5 |
0,5 |
„(1)
У и
У\"
у у
с
,/П)
у О )
^13
У(Х) J 23
Выходная переменная
(2) |
|
Ат) |
У и |
|
У и |
</(,2) |
. |
yim) |
|
|
|
</<2) |
|
у ( т ) |
|
|
|
у т |
|
У\Г |
J 3 |
|
|
Jу {|2) |
|
|
у {2) |
|
С ’ |
J 13 |
|
|
у ( 2 ) |
|
у п ] |
J 23 |
|
—
Уи
_
У1
У7
Х/з
У12
У г
1/23
Однако, учитывая, что план эксперимента насыщен (число неизвестных коэффициентов равно числу урав нений), несложными преобразованиями можно получить следующие расчетные уравнения:
Pi = 7и Р2 =1/2, Рз = Уъ ИЛИ Pi = Ух\ |
(2.10) |
Pij = 4*/ij — 2yi — 2yj} например, Р12 = ^У\2 — 2у[ — 2у2. (2.11)
Проверка адекватности уравнения. Учитывая, что план эксперимента насыщенный, проверка адекватности по критерию Фишера (см. (1.92) — (1.96)) невозможна. Для проверки адекватности необходимо выбрать не сколько дополнительных точек плана, провести в них эксперимент и изучить разность между эксперименталь ным значением и полученным по уравнению. Эти точки выбирают либо в интересующей исследователя области, либо в точках, которые можно использовать для построе ния полинома более высокого порядка. Для получения дисперсии адекватности можно применять уравнение остаточной суммы
*
^ост = 2 |
— Уи)2\ /ад = S ~ |
1» |
(2-12) |
и= 1 |
|
|
|
где уэи — экспериментальные значения |
выходной |
пере- |
|
|
|
|
Л |
менной в дополнительных проверочных точках; уи — значения выходной переменной для условий Хэ провероч ных точек, полученных по уравнению; g — число прове рочных точек; /ад — дисперсия адекватности.
Если g>2, то адекватность можно проверять по кри терию Фишера (см. (1.94), (1.95), а ошибку опыта s2
при равном числе параллельных опытов m рассчитать по формулам (1. 138) — (1. 141) (условие однородности дисперсий также необходимо проверять).
Если адекватность уравнения оценивается по одной проверочной точке, то удобнее пользоваться уравнения ми, приведенными ниже (их доказательство в [5]). Для оценки используется /-критерий:
где т — число параллельных опытов в каждой точке симплекса; разность Ду (между экспериментальным и теоретическим выходом)
= (i/э — гС); |
(2.14) |
|
s'0=ys2 — среднеквадратичное |
отклонениеопытных дан |
|
ных;£— величина, связанная |
с коэффициентами |
урав |
нения |
|
|
£ = |
i<3 |
(2Л5) |
i=i |
|
|
причем |
|
|
сц = Хг(2х{ — 1); ац = 4 XiXj.
Ошибка опыта s2 определяется также по формулам
(1,138) —(1.141)..
Проверка адекватности производится по неравенству
к <7 = 0,05) (2.16)
для заданного уровня значимости; I — число коэффици ентов уравнения регрессии; /0 — число степеней свободы при определении ошибки опыта.
Примечание. В некоторых исследованиях, даже если число проверочных точек оценку адекватности урав нения регрессии проводят в каждой точке по формулам (2.13) — (2.16).
Принятие решений. Если условие (2.16) не выполняет |
||
ся, то уравнение регрессии признается |
неадекватным |
и |
его порядок повышается. Если п р а в и |
л о ком п о з |
и |
ц и о н н о с т и |
выполняется, то в план |
включают прове |
||
рочную точку |
и переходят |
к расчетам |
коэффициентов |
|
уравнения более высокого порядка. |
то |
обычно строят |
||
Если условие (2.16) выполняется, |
||||
изолинии (линии равного |
выхода) |
соответствующего |
свойства непосредственно на симплексе. Графическое изображение зависимостей свойство — состав позволяет решать задачи интерполяции и оптимизации (конечно, если число компонентов в смеси не превышает четырех).
Примечание. Если исследуемая смесевая система не однородна, то возникают значительные трудности ее ма тематического описания (о методах преодолевания этих
трудностей см. [5]).
2. 1. 2. Алгоритм симплекс-решетчатых планов непол ного третьего порядка для трехкомпонентной смеси.
Исходные данные. Имеется трехкомпонентная смесь. Не обходимо получить зависимость некоторого свойства от состава смеси в виде (2. 4) и проверить ее адекватность.
План эксперимента для рассматриваемого случая представлен в табл. 2.2 (см. рис. 2.1, б). Как и ранее, предполагается, что параллельные опыты проводятся в каждой точке симплексной решетки.
|
Т а б л и ц а |
2.2. План эксперимента |
|
|
|
|
План |
|
|
Номер опыта |
|
|
|
Выходная пере |
|
*2- |
|
менная |
|
|
|
|
|
|
1 |
1 |
0 |
0 |
У1 |
2 |
0 |
1 |
0 |
УЬ |
3 |
0 |
0 |
1 |
Уз |
4 |
0,5 |
0,5 |
0 |
У\2 |
5 |
0,5 |
0 |
0,5 |
У\з |
6 |
0 |
0,5 |
0,5 |
У23 |
7 |
0,333 |
0,333 |
0,333 |
У123 |
Расчет коэффициентов уравнения для модели (2. 4) удобно проводить
Pi, Р2, Рз — по формуле |
(2.10); |
|||
Р12, Р13, Ргз — |
по формуле |
(2.11); |
||
P,j/t = 27ijijh— 12 (ijij |
+ |
ifih + yjh) + |
(2.17) |
|
+ 3(*/» + |
Ui |
+ |
ijh). |
|
Оценка адекватности уравнения регрессии осу ществляется по формулам (2. 13), (2. 15), (2. 16), а коэф фициент g определяется по формуле
5= 2 |
+ 2 ^0’~f" 2 |
(2.18) |
|
где |
К / |
/</<* |
|
|
|
|
|
Ь1= “Г |
*№*? — 2х‘+ !)— 3 2 |
х)' |
|
|
|
/=1 |
|
bij = 4XiXj(3xi — 3Xj — 2); |
bijk = 27л |
|
При наличии параллельных опытов в каждой точке симплексной решетки ошибка опыта s2 определяется по
формулам (1. 138) — (1. 141).
Принятие решений |
не |
отличается |
от |
предыдущего |
|||||
случая (2. 1.2). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2. |
1. 3. Алгоритм симплекс-решетчатых планов третье |
||||||||
го порядка для трехкомпонентной смеси. |
Исходные дан |
||||||||
ные. Имеется трехкомпонентная смесь. Необходимо по |
|||||||||
лучить зависимость некоторого свойства от состава сме |
|||||||||
си в виде (2. 5) и проверить ее адекватность. |
|
||||||||
План эксперимента для этого случая |
представлен в |
||||||||
табл. 2.3 |
(см. рис. 2.1, б). |
Предполагается, что |
парал |
||||||
лельные опыты проводятся в каждой точке симплексной |
|||||||||
решетки. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц'л 2.3. План эксперимента |
|
|||||||
Номер опыта |
|
|
|
План |
|
Выходная перемен |
|||
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
•*-2 |
|
|
|
ная |
|||
|
*1 |
|
|
-**3 |
|
||||
|
|
|
|
|
|||||
1 |
1 |
|
|
|
0 |
|
0 |
|
#1 |
2 |
0 |
|
|
|
1 |
|
0 |
|
#2 |
3 |
0 |
|
|
|
0 |
.1 |
|
#3 |
|
4 |
2/3 |
|
|
1/3 |
|
0 |
|
#112 |
|
5 |
1/3 |
|
2/3 |
|
0 |
|
#122 |
||
6 |
0 |
|
|
2/3 |
1/3 |
|
#223 |
||
7^ |
0 |
|
|
|
1/3 |
2/3 |
|
#233 |
|
в’ |
2/3 |
|
|
0 |
1/3 |
|
#113 |
||
9 |
1/3 |
|
|
0 |
2/3 |
|
#133 |
||
10 |
1/3 |
|
|
1/3 |
1/3 |
|
#123 |
||
Коэффициенты регрессии f$i, (32, Рз рассчитывают по |
|||||||||
формуле |
(2. 10). |
|
|
|
|
|
|
|
|
Коэффициенты p,-j рассчитываются по формулам |
|||||||||
|
|
|
9 |
|
|
У 1 2 2 ------ У 1 — |
# 2) ; |
|
|
|
P l 2 |
= |
4 |
( # 1 1 2 |
+ |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Р13 |
= |
9 |
( у и з |
+ |
#133 — #1 — |
# з ) ; |
|
|
|
—4- |
|
|
||||||
|
P 23 = |
9 |
|
|
#233 ----# 2 -----у з) , |
|
|
||
|
— |
(#223 |
+ |
|
|
||||
или в общем виде |
|
'9 |
|
|
|
|
|
||
|
Р а = |
|
|
|
|
(2.19) |
|||
|
—— (#ffj + #ш — #« — Уз) • |
||||||||
|
|
|
|
4 |
|
|
|
|
|
Коэффициенты уц рассчитывают по формулам
Yl2 — |
9 |
(Зг/112 — Зг/122 — У\ + У2) ; |
|
|
4 |
|
|
Yi3 = |
9 |
{Зупз — 3#1зз — у 1+ #з); |
|
4 |
|
||
|
|
|
|
Y23 = |
9 |
(Зг/223 -- Зг/233 --- У2 +#з) , |
|
4 |
|
||
или в общем виде |
9 |
|
|
Y*j — |
|
(2.20) |
|
7“ (3 y n j 3y i j j yi -|- У]). |
|||
|
4 |
|
|
Коэффициенты р^-Л рассчитываются по формулам
Pi23 = |
27f/i23 ■ |
27 |
|
+ У Ш + |
|
|
(#112 + 1/122 |
|
|||||
+ # 1 3 3 |
+ У 222 + |
# 2 3 з) + |
(у1+ |
#2 + Уз), |
|
|
или в общем виде |
27 |
|
|
|
||
Pfjft — 27ynk - |
+ #ш + yah + |
( 2.21) |
||||
|
||||||
+ yihh + У 33k + У jhh) + |
(уг + У з + У к ) . |
|
Оценка адекватности уравнения регрессии осуществ ляется по формулам (2. 13), (2. 14), (2. 16), а коэффици ент £ определяется по формуле
2 |
2 |
|
2 |
|
2 |
2 |
( 2.22) |
I = £ Ci + 2] Cii + Ц |
Ciii +- 2 |
|
+ 12 c<i*. |
||||
i= l |
i< j |
i< j |
t< j |
|
|
||
где |
1 |
|
|
|
|
|
|
Ci |
(3JCT— 1) (3*i — 2); |
|
|||||
= — |
|
||||||
|
Cjtj — |
^ XiXj{3xi |
|
J ) ; |
|
|
|
|
C i j j — ^ X i X j ( 3 X j |
|
1 ); |
|
|
||
|
c i j k = |
2 7 X i X j X k . |
|
|
|
Ошибка опыта s120 определяется также по формулам (1. 138) — (1. 141).
Принятие решений не отличается от предыдущих слу чаев (см. 2. 1. 2.).
Примечание. Симплексную решетку при переходе к полиномам более высоких порядков можно достраивать точками из «последующих» планов.
2.2. Насыщенный и сверхнасыщенный планы факторного эксперимента
Введение. Одной из целей использования математи ческой модели является грубая оценка степени воздейст вия факторов на выходную переменную объекта исследо вания. Эта цель может быть достигнута различными ме тодами, но всех их объединяет условие минимизации числа экспериментов. Этот критерий привел к построению насыщенных и сверхнасыщенных планов экспериментов, позволяющих разделить всю совокупность факторов на
два класса: д о м и н и р у ю щ и е ф а к т о р ы |
и «шумо |
вой» фон ( н е с у щ е с т в е н н ы е . ф а к т о р ы ) . |
|
Определение. Н е н а с ы г ц е н н о с т ь , |
н а с ы щ е н |
ност ь и с в е р - х н а с ы щ е н н о с т ь планов определя ются соотношением числа опытов плана эксперимента N и числа определенных параметров /:
N — / > 0 — ненасыщенный план;
N —1 = |
0 — насыщенный план; |
N — /< 0 |
— сверхнасыщенный план. |
Замечание. Рассмотренные ранее планы ПФЭ и ДФЭ были ненасыщенными, а симплекс-решетчатые планы — насыщенными.
.2. 2. 1. Алгоритм насыщенного плана дробного фак торного эксперимента. Исходные данные. Имеется сово купность факторов, воздействующих на объект исследо вания. Известно, что степень влияния этих факторов на выходную переменную различна. Предлагается выде лить существенные факторы с помощью минимально воз можного числа экспериментов.
План эксперимента. Использование плана дробного факторного эксперимента з качестве насыщенного воз можно при числе факторов /2 = 3 (N = 4), п= 1 (N = 8), п = 15 (N =16), /г = 31 (N=32) и т.д. В этом случае мож-
д |
п |
но получить математическую модель у = |
Ь0+ 2 biXi |
|
i=i |
и использовать /-критерий для отсеивания факторов.
Наличие смешанных оценок по этому плану для ре шения задачи отсеивания факторов не играет серьезной роли.
Расчет коэффициентов Ь0, Ьи ..., &*, и оценка значи мости факторов проводятся по алгоритмам 1. 5. 5 и 1. 5. 2 (в этом случае, естественно, достаточно провести парал лельные опыты в одной точке).
Принятие решений. Коэффициенты, для которых оказалось меньше tT (1.91) (/0= N0—1, q = 0,05), отно сят к «шумовому» фону, остальные — считают значимы ми. Иногда проверку значимости проводят по формуле, эквивалентной условию (1.91):
\bi\ |
^ /т5б., |
|
(2.23) |
где \bi\ — абсолютное |
значение |
i-го коэффициента; |
|
tT— табличное значение |
критерия |
Стьюдента; |
— |
среднеквадратичное отклонение i-го коэффициента
(2.24)
В этом случае коэффициенты, не удовлетворяющие условию (2. 23), относятся к «шумовому» фону.
2. 2. 2. Алгоритм насыщенного плана Плакетта — Бер мана. Исходные данные те же, что и в предыдущем ал горитме.
План эксперимента и его построение. Плакеттом и Берманом были сконструированы ортогональные насы щенные планы, число экспериментов в которых кратно четырем:
N = 4 р, р = 1, 2, |
(2.25) |
Используя эти планы, можно исследовать объекты, имеющие (4р — 1) факторов. Такие планы более выгод ны, чем насыщенные планы ДФЭ, поскольку удовлетво ряют условиям исследования через четыре фактора.
Алгоритм построения планов следующий. Факторы изменяются на двух уровнях: +1 и —1.
Первая строка матрицы плана задается таблицей 2. 4, вторая и последующие строки получаются сдвигом всех элементов влево (или вправо) и перестановкой крайнего элемента на образовавшееся свободное место с другой стороны строки. Получаются одинаковые знаки по диа гоналям матрицы. Этот процесс повторяется (N — 2) раз.