Оптимизация эксперимента в химии и химической технологии
..pdfдиагональной и ее диагональные элементы равны числу опытов в
матрице планирования N. |
|
регрессии |
по |
методу |
наименьших |
|||||||
Коэффициенты уравнения |
||||||||||||
квадратов определяются следующим образом: |
|
|||||||||||
|
|
|
т*о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
в = |
h |
= {XTX) - 1XTY. |
|
||||||||
|
|
|
Н |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
L ^ 3 J |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Матрица моментов (X |
X ), соответствующая табл. 29, имеет вид |
|||||||||||
|
8 |
|
8 |
|
|
|
8 |
|
|
|
8 |
|
|
2 *1 1 2 x oix u |
2 x oi*2i 2 *01*^1 |
|
|||||||||
|
1-1 |
|
/-1 |
|
|
/-1 |
|
|
1 |
|
||
|
8 |
|
8 |
|
|
|
8 |
|
|
|
8 |
|
|
2 * И * 0 1 2 *11 2 * H * 2 i |
2 * H * 3 i |
|
|||||||||
(ХТХ) = |
х-1 |
|
i-1 |
|
/-1 |
|
х-1 |
|
||||
8 |
|
8 |
|
|
|
|
8 |
|
|
8 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
2 |
X2lX0l 2 |
|
x2lxU2 |
x2l 2 X2iX3i |
|
||||||
|
i-1 |
|
i-1 |
|
|
|
i-1 |
i-1 |
|
|||
|
8 |
|
8 |
|
|
|
|
8 |
|
|
8 |
|
|
2 |
x 3lx 0i 2 |
|
x 3lx U |
2 |
x 3ix 2i 2 X li |
|
|||||
|
u - l |
|
l-l |
|
|
|
i-1 |
|
/-1 |
|
||
Учитывая свойства' (V.4), получим |
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
'8 |
0 |
|
0 |
0 |
|
|
|
|
|
№ |
) = |
|
0 |
8 |
|
0 |
0 |
|
|
(V. 5) |
|
|
|
0 |
0 |
|
8 |
0 |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
i0 |
0 |
|
0 |
8 |
|
|
|
|
Матрица, обратная |
матрице |
моментов |
(Х тX ) 1 |
получается |
||||||||
равной |
|
|
1/8 |
0 |
|
|
0 |
|
0 |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
{хтх)~1= |
0 |
1 /8 |
|
0 |
|
0 |
(V.6) |
||||
|
0 |
|
0 |
|
|
1 /8 |
|
0 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
0 |
|
0 |
|
|
0 |
1/ 8 , |
|
|
|
|
|
|
|
f JV |
хо1У1 |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
i - 1 |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
х иУ1 |
|
|
|
||
|
|
(ХТУ) = |
|
1=1 |
|
|
|
|
|
(V .7) |
||
|
|
|
|
|
N |
|
Х2!У1 |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
/=1 |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
N |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 *з1У1 |
|
|
|
||||
е—гиб |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
lei |
Таким образом,
|
|
/1/8 |
|
|
|
|
/2-1 *о/07 |
|
/ М |
|
0 |
0 |
0 |
|
8 |
|
|
I |
|
2 |
*н0/ |
|||||
Ьх |
|
1/8 |
0 |
0 |
|
|||
° |
X |
/-1 |
(V.8) |
|||||
h |
|
1/8 |
0 |
8 |
||||
10 0 |
|
2 |
* 2/ 0 / |
|||||
\b'i |
) ' |
\ о |
0 |
0 |
1/8 |
|
||
|
/ - 1 |
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
8 |
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
*3/0/ |
|
|
|
|
|
|
|
1 / - 1 |
|
Следовательно, любой коэффициент уравнения регрессии bj определяется скалярным произведением столбца у на соответствую щий столбец X], деленным на число опытов в матрице планирова ния N:
N |
|
|
N 2/-1 |
*У/0/ • |
(V.9) |
|
Пользуясь планом, представленным в табл. 28, сначала вычис лим коэффициенты линейного уравнения регрессии
0= 00 + 01*1 + 02*2 + 03*3• |
(V.Ю) |
Например, для определения коэффициента Ь\ при х\ необходимо получить сумму произведений:
*1 |
- |
У |
- |
—2“ |
“ — 1^ |
2 - |
|||
+ 1 |
|
6 |
|
+ 6 |
— 1 |
|
4 |
|
—4 |
+ 1 |
X |
8 |
— |
+ 8 |
— 1 |
10 |
— 10 |
||
+ 1 |
|
18 |
|
+ 18 |
— 1 |
|
8 |
|
— 8 |
_ + U |
_12_ |
_ + 12_ |
||
|
|
|
8 |
|
|
|
|
/2-1 *п0/ = 20 |
|
8 |
|
|
|
|
2 |
* 1/ 0/ |
|
20 |
|
/ - 1 |
|
|
|
8
Аналогично получим bo= 9,5; b2= —0,5; &з=+3,5. Если в рассмот рение ввести более полное уравнение регрессии с коэффициентами взаимодействия
У. = *0 + M l + *2*2 + *3*3 + *12*1*2 + *13*1*3 + *23*2*3 + *1 23*1*2*3 . (V. 11)
то для определения коэффициентов Ьц, Ь\г, Ь2з (эффектов парного
взаимодействия) и 6 1 2 3 (эффекта |
тройного |
взаимодействия) |
необ |
|||||||
ходимо |
расширить |
матрицу |
(табл. 29) |
следующим образом |
||||||
(табл. 30). |
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 30 |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Расширенная матрица планирования полного факторного эксперимента |
23 |
|||||||||
Номер |
|
*0 |
Хг |
Х а |
Ха |
XiXa |
X i X b |
Х а Х я |
XiXaXs |
У |
опыта |
|
|||||||||
1 |
|
+ 1 |
—1 |
—1 ’ — Г |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
— 1 |
2 |
|
2 |
|
+ 1 |
+ 1 . —1 |
— 1 |
— 1 |
— 1 |
+ г |
+ 1 |
6 |
|
3 |
|
+ 1 |
—1 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
- и |
— 1 |
+ 1 |
4 |
4 |
' |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
— 1 |
8 |
5 |
+ 1 |
—1 |
— 1 |
+ 1 ■+ 1 |
— 1 |
— 1 |
+ 1 |
10 |
||
6 |
|
+ 1 |
+ 1 |
—1 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
18 |
7 |
|
+ 1 |
—1 |
+ 1 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
+ 1 |
— 1 |
8 |
8 |
|
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
12 |
Эффекты взаимодействия определяются аналогично линейным эффектам. Так, для определения коэффициента Ь12 неоЬходимо:
*1*2 |
У |
|
- + 2 “ |
|
- + 1 - |
- 2 - |
|
||
— 1 |
6 |
|
— 6 |
|
- ы |
4 |
|
— 4 |
|
+ i |
8 |
— |
+ |
8 |
X |
10 |
+ |
10 |
|
- и |
|
|||
— 1 |
18 |
|
— 18 |
|
— 1 |
8 |
|
- 8 |
|
_ + 1_ |
__12_ |
|
_ + 12_ |
|
|
|
8 |
(*1*2){У1= —4 |
|
|
|
2 |
||
|
|
* - 1 |
|
|
N |
|
|
|
|
2 (*1*2ЪУ1 |
|
|
£ |
|
i - 1 |
_____ |
|
|
|
Ь12= |
|
|
|
- 0 , 5 . |
|
|
|
|
8 |
Остальные коэффициенты определяются подобным же образом:
^13= + 0 , 5 , ^23=1,5, ^123 = ^|25.
Если поставить дополнительно параллельные опыты, можно оп ределить 52воспр, проверить значимость коэффициентов регрессии и при наличии степеней свободы — адекватность уравнения.
В связи с тем что ковариационна^ матрица (ХТХ)~{ для спла нированного эксперимента — матрица диагональная
-1/ N |
0 |
0 . |
О |
О |
1/N |
0 . |
О |
(хтх)~~1 |
|
|
(V. 12) |
О |
0 |
0. |
1IN, |
коэффициенты уравнения регрессии некоррелированы между собой. Значимость коэффициентов уравнения регрессии можно проверять для каждого коэффициента в отдельности по критерию Стьюдента. Исключение из уравнения регрессии (V. 11) незначимого коэффи циента не скажется на остальных коэффициентах. При этом выбо рочные коэффициенты Ь) оказываются так называемыми несмешан ными оценками для соответствующих генеральных коэффициентов
bj-+h> |
(V.i3) |
т. е. величины коэффициентов уравнения регрессии характеризуют вклад каждого фактора в величину у. Диагональные элементы ко вариационной матрицы равны между собой, поэтому все коэффи циенты уравнений (V. 11) и (V.12) определяются с одинаковой точностью:
5Ч |
^воспр |
(V .14) |
|
|
V N |
Например, в центре плана поставлено дополнительно три парал лельных опыта и получены следующие значения у:
У° = 8! Дг = 9; 03 = 8,8:
- |
к-1 |
8, 6; |
|
• = |
|
2 ( f u - w |
|
|
и-1 |
= |
0,28; $воспр = 0,55; |
|
||
|
О.55 |
л „ |
|
V T ~ |
’ ‘ |
Оценим значимость коэффициентов по критерию Стьюдента:
I *о I |
8,5 |
^ = ^ Г - = 0 ^ = 42’5=
Ч
J. |
1 ь2 ) |
= 2,5; |
|
*2 — |
|
||
|
s » , |
' |
|
j. |
1 * з ( |
■= |
17,5;. |
h — |
Sb, |
||
|
|
|
|
*12 = |
1 *12 1 |
0 c . |
|
|
— ^ |
||
|
s b „ |
|
|
*13 = |
l * l 3 | |
— |
9*• >0, |
|
Sb„ |
|
|
*23 = |
1 *23 1- = 7,5; |
||
|
Sblt |
|
|
*123 — |
1 *123 |
1 |
1,25. |
|
- = |
s6u.
Табличное значение критерия Стьюдента для уровня значимо сти р = 0,05 и числа степеней свободы /= 2 tP(f) = 4,3. Таким обра зом, коэффициенты b2, b12, Ь13 и 6 1 2 3 незначимы и их следует исклю чить из уравнения. После исключения незначимых коэффициентов уравнение регрессии имеет вид
у = 8,5 + 2,5*1 + 3,5*3— 1 ,5х2Хз.
Проверим |
адекватность |
полученного уравнения по |
критерию |
|||
Фишера: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
F = |
^ост |
|
|
|
|
|
7* |
’ |
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
°воспр |
|
|
|
|
8 |
im - уд2 |
|
|
|
|
2 |
2 |
О |
|
||
|
/=?_________ |
|
||||
|
S0 C T - |
N _ t |
- 4 - П 5 , |
|
||
|
|
|
5воспр = 0 ,2 8 . |
|
||
I — число значимых |
коэффициентов |
в уравнении регрессии, рав |
||||
ное 4. Тогда |
/7= 1,5/0,28=5,3. Табулированное значение |
критерия |
||||
Фишера для |
р = 0,05, /i=4, |
f2= 2, Fi-P(fh f2) = 19,3, F<F1- P(f}, f2). |
Следовательно, полученное уравнение адекватно описывает эксперимент.
2 . Дробные реплики.. Если при получении уравнения можно ог раничиться линейным приближением, то число опытов резко сокра щается при использовании дробных реплик' (см. гл. III, 4) от полного факторного эксперимента, или дробного факторного экспе римента (ДФЭ). Чтобы дробная реплика представляла собой орто гональный план, в качестве реплики следует брать полный факторный эксперимент для меньшего числа факторов. Число опы
тов при этом должно быть больше (или равно) числа неизвестных коэффициентов в уравнении регрессии. Допустим, что нужно полу чить линейное приближение некоторого небольшого участка по верхности отклика при трех независимых факторах:
У = bо + Ь\Х\ + #2*2 + #3*3*
Для решения этой задачи можно ограничиться четырьмя опы тами, если в планировании для ПФЭ 22 (табл. 31) использовать столбец х\х2 в качестве плана для Хз (табл. 32).
|
|
|
Т а б л и ц а 31 |
|
|
|
Т а б л и ц а 32 |
||
П олны й ф ак то р н ы й эксп ер и м ен т 22 |
П о л у р еп л и к а |
от |
П Ф Э 2 3 |
|
|||||
Номер |
*о |
|
*а |
*1*2 |
Номер |
*0 |
*1 |
Хя |
*• |
опыта |
Xi |
опыта |
|||||||
1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
2 |
+ 1 |
- 1 |
— 1 |
+ 1 |
2 |
+ 1 |
—1 — 1 |
+ 1 |
|
3 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
— 1 |
3 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
— 1 |
4 |
+ 1 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
4 |
+ 1 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
Такой |
сокращенный |
план — половина |
ПФЭ 23 — называется |
полурепликой от ПФЭ 23. Пользуясь таким планированием, можно оценить свободный член и три коэффициента уравнения регрессии при линейных членах.
На практике обычно не удается априори постулировать равен ство нулю эффектов взаимодействия, однако часто имеются осно вания полагать, что некоторые из них малы по сравнению с линей ными эффектами. Если коэффициенты регрессии При парных про изведениях не равны нулю, то полученные коэффициенты будут смешанными оценками для генеральных коэффициентов:
^l-*Pl + p23> #2”*" f*2 + Pl3> ^З^Рз + Pl2* |
(V*15) |
где р — математические ожидания для соответствующих коэффи циентов.
Эти генеральные коэффициенты не могут быть раздельно оце нены по плану, включающему всего четыре опыта (табл. 32), так как при этом столбцы для линейных членов и парных произведений одинаковы. Если, например, в дополнение к столбцам, приведенным в табл. 32, вычислить еще столбец для произведения xix3, то ока жется, что элементы этого столбца в точности равны элементам столбца *2 . Таким образом, сокращение числа опытов приводит к получению смешаЛшх оценок для коэффициентов. Чтобы опреде лить, какие генеральные коэффициенты смешаны, удобно пользо ваться таким приемом: поставив Хз на место Х\Х2 (табл. 32), полу чаем соотношение
называемое генерирующим соотношением. Умножим обе части ге нерирующего соотношения на *з:
*з = *1*2*з-
при этом справа получим единичный столбец:
/ = * 1* 2*з- |
(V.17) |
Произведение (V. 17) называется определяющим контрастом, при помощи его удобно определить, в каких столбцах одинаковые элементы. Умножив по очереди определяющий контраст на *ь Хг, *з, получим
* 1 = * |* 2 * 3 = *2*з; * 2 = *1*з1 *3 = *1*2 - |
( У - 18) |
Д1олученным соотношениям (V.18) соответствует система смешан ных оценок (V.15).
При использовании ДФЭ необходимо иметь четкое представле ние о так называемой разрешающей способности дробной реплики,,
т. е. определить заранее, какие коэффициенты являются несмешан ными оценками для соответствующих генеральных коэффициентов. Тогда в зависимости от поставленной задачи подбирается дробная реплика, при помощи которой можно извлечь максимальную ин формацию из эксперимента. Например, в задаче с четырьмя фак торами /г = 4 в качестве генерирующего соотношёния можно взять
|
|
|
|
|
*4 = |
*1*2*з |
|
|
|
|
(V.19) |
и любое из парных произведений факторов, например |
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
*4 = |
*1*2. |
|
|
|
|
(V.20) |
Матрица планирования с генерирующим соотношением (V.19) |
|||||||||||
приведена в табл. 33. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 33 |
|
|
Полуреплика от ПФЭ 24 с генерирующим соотношением (V.19) |
|
|||||||||
Номер |
*0 |
*1 |
х2 |
х8 |
Ха, |
Номер |
Хо |
Xi |
Х % |
|
Ха, |
опыта |
опыта |
|
|||||||||
1 |
+ 1 |
+1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
5 |
+1 |
+ 1 |
+ 1 |
‘- I |
—1 |
2 |
+ 1 |
—1 — 1 |
+ 1 + 1 |
6 |
+1 |
- 1 |
—1 — 1 —1 |
||||
3 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
+ 1 |
— 1 |
7 |
+ 1 |
—1 |
+ 1 |
—1 |
+ i |
4 |
+ 1 |
+ 1 |
—1 |
+ 1 |
—1 |
8 |
+ 1 |
+1 |
—1 —1 |
+ 1 |
Воспользовавшись определяющим контрастом /= х ix2x3x4, по лучим такую систему совместных оценок для коэффициентов урав нения регрессии:
* i = |
* 2* 3*4, |
Ьх pi + |
р234, |
*2 = |
*1*3*4, |
b2 - + f o + |
р134, |
*3 = |
*1*2*4 > |
^3 -► Рз + |
Pl24» |
ЛГ4 = *1*2*3, |
Ь4-> p4 + Pl23, |
( V . 2 l ) |
|||
*1*2 = |
* 3 * 4 , |
^12 |
Pl2 + |
Рз4, |
|
*1*3 = |
* 2 * 4 , |
^13“*■Pl3 4* ?24, |
|
||
*1*4 = |
* 2 * 3 , |
^14 |
Pl4 + |
P • |
|
|
|
23 |
|
||
В реальных задачах тройные взаимодействия бывают равными |
|||||
нулю значительно чаще, чем двойные. Если |
наибольший |
интерес |
представляют оценки для линейных эффектов, следует брать гене
рирующее соотношение *4= *1*2*3 . |
|
(V.2 0 ) |
матрица |
планирова |
|||||||
При регенерирующем соотношении |
|||||||||||
ния имеет вид (табл. 34). |
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 34 |
||
|
Полуреплика от ПФЭ 24 с генерирующим соотношением (V.20) |
|
|||||||||
Номер |
*0 |
Хх |
Х Я |
X а |
Х 4 |
Номер |
Х0 |
Хх |
Ха |
X а |
Х а |
опыта |
опыта |
||||||||||
►1- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
5 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
—1 |
+ 1 |
2 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
+ 1 |
+ 1 |
6 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
—1 |
+ 1 |
3 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
+ 1 |
— 1 |
7 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
—1 |
— 1 |
4 |
+ 1 |
+ 1 |
— 1 |
—1 |
— 1 |
8 |
+ 1 |
- и |
— 1 |
— 1 |
— 1 |
Определяющий контраст выражается |
соотношением |
/= * 1*2X4 . |
||
Получается следующая система оценок: |
|
« |
|
|
* 1 = *2*4 , |
h ->■Pi 4* Р2 4 , |
|
||
*2 = *1*4, |
^2“^ Р2 + Pl4, |
|
||
*3 = *1*2*3*4, |
|
Рз + Р1234» |
(V.22) |
|
*4 = *1*2, |
*4.-*р4 + Pl2, |
|||
*1*3 = *2*3*4, |
#13 |
Р13 + Р234, |
|
|
*2*3 = *1*3*4, |
^23 |
Р23 + Pl34, |
|
|
*3 * 4 = *1*2*3, |
На |
Рз4 + Pl23• |
|
|
Следовательно, дробную реплику с генерирующим соотношени |
||||
ем *4 = * ! * 2 имеет смысл использовать, |
если наибольший интерес |
|||
представляют коэффициенты Р13, Р23 и Р3 4 . |
|
В полуреплике от ПФЭ 25 с генерирующим соотношением *5 ^=.
= ^1*2*з* 4 все линейные эффекты |
и эффекты парного |
взаимодей |
|||
ствия смешаны только с эффектами |
тройного и более |
высокого |
|||
порядков: |
|
|
|
|
|
* 0 = |
* 1 * 2 * 3 * 4 * 5 , |
£() |
Ро + |
Pl2345, |
|
* 1 = |
* 2 * 3 * 4 * 5 , |
h |
Pi + |
Р2345, |
|
* 2 = |
* 1*3*4*5 , |
b 2 |
Р2 + |
Pi345, |
(V.2a> |
* 3 = *1*2*4*5, |
^3 |
Рз + Р1245 , |
|
*4 = * 1 * 2 * 3 * 5 , |
^4 “ ►Р4 4 “ Pl235 , |
*5 = * 1 * 2 * 3 * 4 , |
^5 “>* Рб + |
P12341 |
||||
* 1 * 2 = |
* 3* 4 * 5 , |
|
b\2~* Pl2 + Рз451 |
|||
Xi X3 = |
* 2 * 4 * 5 , |
013“*" Pl3 |
4* ?245» |
|||
* 1 * 4 = |
X 2X 3X 5t |
^14 |
Pl4 + |
Р235» |
||
* 1 * 5 = |
* 2 * 3 * 4 , |
015“* Pl5 4- ?234, |
||||
*2*3 = |
* 1 * 4 * 5 , |
023 |
P23 + |
Pl45, |
||
*2* 4 = |
* 1 * 3 * 5 , |
024 “**" P24 + |
Pl35, |
|||
■*2*5 = |
* 1 * 3* 4 |
, |
025“* ?25 4- Pl34, |
|||
*3 * 4 = |
* i * 2* 5 |
, |
0 3 4 -*" Рз4 + |
Pl25, |
||
*3*5 = |
* 1 * 2 * 4 , |
^35-* Рз5 4" P1242 |
||||
*4*5 = |
^ I JC2AT3 , |
045 |
?45 4- Pl23- |
Пренебрегая эффектами взаимодействия выше второго поряд ка, практически можно считать, что при 5 полуреплики от ПФЭ обеспечивают несмешанные оценки для линейных эффектов и эф фектов парного йзаимодействия. Используют дробные реплики и большей степени дробности: */4 реплики, 7в реплики и т. д. Дроб ную реплику, в которой р линейных эффектов приравнены к эф фектам взаимодействия, обозначают 2к~Р. Для четвертьреплики, например, в планировании для k = 5 типа 25-2 могут быть заданы генерирующие соотношения:
* *4 = Х \ Х 2Х 3 , Х 5 = * 1 * 2 .
Определяющими контрастами для этой реплики будут соотношения
/ = х \х 2х3х 4, / = * 1* 2*5. |
(V .24) |
Перемножив определяющие контрасты между собой, получим так называемый обобщающий определяющий контраст, который с учетом соотношений (V.24) полностью характеризует разрешаю щую способность реплик высокой степени дробности:
/ = * 1 *2*3*4 = *1*2*5 = *3*4*5- |
(V.25) |
При этом получается следующая система совместных оценок:
* 0 = * I*2*3*4 = *1*2*5 = *3*4*5, |
h “ ■Ро + Pl234 + Pl25.+ Рз45» |
||
*1 = *2*3*4 = *2*5 = * 1 *3*4*5, |
h - |
Pi + Р234 + Р25 4- Р13 4 5 , |
|
Х 2 = * 1 * 3 * 4 = * 1 * 5 = * 2*з*4*5, |
h - |
Р2 + Pl34 4- Pl5 4" Р2345» |
|
*3 = *1*2*4 = *1*2*3*5 = *4*5, |
Н - ■Рз 4- Pl24 + Р1235 |
4- Р4 5 » |
|
* 4 = * 1 * 2 * 3 = * 1 *2*4*5 = *3*5, |
Н - ■Р4 4- Р123 4- Р1245 |
+ Р3 5 », (V.26) |
|
*5 = *1*2*3*4*5 = *1*2 = *3*4, |
05 - ■р5 + Pl2345 4- Pl2 4- Рз4, |
||
*1*3 = *2*4 = *2*3*5 = *1*4*5, |
Pl3- - Pl3 4- Р24 4- Р?35 4" Pl45» |
||
* 1 * 4 = * 2 * 3 = *2*4*5 = * 1*3*5, |
014 ■►Pl4 4- р23 + Р245 4- р135- |
Соответствующий план эксперимента приведен в табл. 35.
Четвертьреплика от ПФЭ 25 с генерирующими соотношениями (V.23)
Н ом ер |
|
Х 2 |
х 9 |
X 4 |
|
Н омер |
|
|
х 9 |
*4 |
*5 |
опыта |
|
х ъ |
| опыта |
Ху |
|
||||||
1 |
+ i |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
5 |
+ 1 |
+ 1 |
- Л |
— 1 |
+ 1 |
2 |
— 1 |
— 1 |
+ 1 |
+ 1 |
+ 1 |
6 |
— 1 |
— 1 |
— 1 |
— 1 |
+ 1 |
3 |
— 1 |
+ 1 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
7 |
— 1 |
+ 1 |
1 |
+ 1 |
— 1 |
4 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
— 1 |
— :1 |
8 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |
+ 1 |
— 1 |
Разрешающая способность этой четвертьреплики невелика — все линейные эффекты смешаны с эффектами парного взаимодей ствия. ДФЭ можно дополнить до полного факторного эксперимен та, реализовав недостающие дробные реплики. В рассматриваемом
примере для остальных трех четвертьреплик |
генерирующие соот |
|||
ношения будут: |
|
|
|
|
х 4 = * 1* 2* 3 , |
*5 = — * 1 * 2 , |
|
||
* 4 = |
— *1*2*3 , |
*5 = |
* 1 * 2 V |
( V • 2 7) |
* 4 = |
—* * 1 * 2 * 3 , |
*5 — |
*1*2 • |
|
При этом обобщающие определяющие контрасты имеют вид:
/ |
= |
*1*2*3*4 = |
— *1*2*5 = |
“ |
*3*4*5*» |
|
|
/ = |
— * 1 * 2* з*4 = |
*1*2*5 = |
— * 3 * 4 * 5 , |
(V.28) |
|||
/ |
= |
— jq * 2 * 3 * |
4 = |
— *1*2*5 = |
*3*4*5 • |
|
В результате реализации этих дополняющих четвертьреплик по лучаются несмешанные оценки для всех теоретических коэффици ентов.
Число опытов в дробной реплике должно удовлетворять нера венству
k + 1 < N < 2*.
(где k — число факторов) для получения несмешанных оценок ли нейных эффектов. Если число опытов N равно k + \ — числу опреде ляемых коэффициентов в линейном уравнении регрессии, дробная реплика представляет собой насыщенный линейный ортогональный план. В табл. 36 приведен насыщенный ортогональный план для &= 7, представляющий собой 7i6 ПФЭ 27.
Т а б л и ц а 36
Линейный насыщенный план для k= 7
.Н ом ер |
Х 0 Xi X i Х 9 *4 Х 9 1х 9 X, |
Н омер |
Х 0 |
|
|
*3 |
X 4 |
Х 9 |
|
|
х 7 |
’ опыта |
опыта |
|
|
|
|
||||||
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
+ 1 — 1 — 1 — 1 + 1 + 1 + 1 — 1 |
5 |
+ .1 — 1 — 1 + 1 |
|
— 1 — 1 |
+ 1 |
|||||
2 |
+ 1 + 1 + 1 — 1 - ы — 1 — 1 — 1 |
6 |
+ 1 + 1 |
+ 1 + 1 + 1 + 1 |
+ 1 |
+ 1 |
|||||
3 |
+ 1 — 1 + 1 - 1 — 1 + 1 - 1 + 1 |
7 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
+ i |
— 1 |
— 1 + 1 |
|
— 1 |
|
4 |
+ 1 + 1 — 1 — 1 — 1 — 1 + 1 + 1 |
8 |
+ 1 |
+ 1 — 1 |
+ 1 |
— 1 |
+ 1 |
— 1 |
— 1 |