книги из ГПНТБ / Козин В.З. Методы исследований в обогащении учеб. пособие
.pdfП р и м е р <ЦД. Анализ эксперимента с латинским квадратом.
Пусть нсдитшвается четыре разных' реагента А, В, С и Д на ра,ацых флотомашипах І.П.ШДУ на раз личных пробах 1, 2, 3, 4
|
1 |
П |
Ш |
1У |
Суммы |
1 |
в 47 |
А 90 |
С 78 |
Д 50 |
266 |
2 |
Д 48 |
С 74 |
В 63 |
А 88 |
252 |
3 |
А 62 |
В 61 |
Д 58 |
С 66 |
247 |
4 |
С 76 |
Д 63 |
А 87 |
В 69 |
285 |
Сумма |
231 |
288 |
287 |
244 |
1050 |
Сумма |
А =308 |
Bi=230 |
1:>295 |
Д=217 |
|
При каждом |
эксперименте |
получено |
извлечение, указа] |
||
! в таблице. |
|
квадратов |
может |
быть 576. |
|
Укажем, |
кстати , что таких |
Квадрат берется наугад. В этом и заключается рандомиза
ция. |
|
|
|
|
|
Найдем суммы квадратов; |
|
|
|
а/ |
для флотомашин |
|
|
|
|
2312 + 2882 +. 2872 + 2442 - |
1 Ш502 |
= fi46 2 5 . |
|
|
4 |
|
16 |
' ' |
б/ |
для проб |
|
|
|
|
2662 + 2522 + 2472 + 285а _ |
IÛ5Ü2 . |
||
|
----------------4-------------------- ~Г б |
= |
217'25; |
|
в/ |
для типов реагентов |
|
|
|
|
308 -I- 230 + 295 + 217 |
~ р -~ |
- 1583,25; |
|
|
4 |
|||
|
|
|
|
|
г/ |
общая |
|
|
|
|
472 + 902 + 792 + 5(3 + ... 872 + |
592 - |
1050^=2545,75. |
Су мма квадратог истаточной дисперсии может быть найдена вычитанием от обшей суммы квадратов всех уже найденных сумм
S ê “ 2545,76-846,25 - 217,25-1503,25 - 119,00.
Затем находим средние квадраты, т.е. полученные суммы делим на число степеней свободы.
Число степеней свободы находится как разность числа используемых для вычисления исходных Данных и
числа пересчитываемых показателей. |
|
|||||||
В нашем примере для |
всех |
|
эффектов чйсДо исполь |
|||||
зуемых дпя вычисления |
средних равно |
4, ' Находим |
||||||
один |
средний квадрат, так |
что число степеней свободы |
||||||
для |
эффектов |
равно 3. |
|
|
|
|
|
|
Число степеней свободы среднего квадрД+â ошибки |
||||||||
равно |
|
|
|
|
|
, |
I |
= 6 . |
• |
|
|
|
|
|
|
|
|
Следовательно, средние кваДраІъ! |
|
|||||||
|
S ар |
= 646,25 |
à"' |
215,4 |
} |
|
||
|
|
|
Q |
|
|
|
|
|
|
S Ир |
_.217,25 |
= 72,4 |
\ |
|
|
||
|
|
|
3 |
|
|
|
|
|
|
Sp |
_ |
1563,25 |
■= 521,1 |
J |
|
||
|
|
|
3 |
|
|
|
|
|
|
Si |
= |
119,0 |
= |
l ö . s ä . |
|
||
|
|
6 |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Любой средний квадрат состойт Дз среднего квадрата |
||||||||
ошибки эксперимента /ошибкй |
воспроизводимости/ и дис |
персии эффекта, которая при известных средних определя ется как П і* - эффектві т.е. например
Sep = 5ê + H îsop .
Так что дисперсию, вызванную различием флотомащииы, Мо/кмо вычислить так
в 2* |
215,4 - 19,8 - |
ло о |
• |
|
----------4----- Ч0'у 1 |
|
|
Дисперсия, вызванная |
различием проб |
||
L |
- 7 2 , 4 - |
із,2 |
; |
т |
4 |
|
1 |
ир |
|
Дисперсия, |
вызванная различными реагентами |
= |
521, 1 -1 9 ,8 = 125,3 . |
' |
4 |
Дисперсия каждого среднего равна
cpeg =' ^ і 83-
Найдем отношения
іИ
г- ^ Р—~ 48'9 = 9,8 ;
Fnp =4r^~= I3JL |
= 2,64 |
||
г п= А АЯ..= |
125,3_ |
= 25,08 . |
|
Г Р |
ЗхсРе9 |
5 |
критерия для числа степеней |
Табличное значение F |
|||
свободы 3 и |
6 и р = 95% равно 4.76. |
Отсюда следует, что различие средних, вызванных раз личными флотомашинами, различными реагентами статисти чески значимо.
Модель полученная на основе опытов; поставленных по схеме латинского квадрата, может быть записана так
|
|
ÿijA |
і |
|
+&Ï +СІ + £ l j l ; |
|
где |
- |
эффект для |
-ой флотомашины; |
|||
jU.j |
- |
эффект |
для |
j |
-он |
пробы; |
Ч |
- |
эффект |
д/ія |
А -го |
реагента; |
Л- общее среднее;
-ошибки воспроизводимости .
Внашем примере
Л= 65,в ;
é r |
= i p _ ~ |
6ЬЛІ = “7,8 , |
|
i f f |
“ |
“ |
65,0 =6,3 ; |
é '/ïï |
“ |
287 |
- |
65,6 |
= |
6,1; |
4 |
||||||
i - |
=. |
244 |
- |
85,6 |
= -4,6; |
|
t>/V' |
|
--- |
||||
|
|
4 |
|
|
|
|
|
|
266 |
- |
85,6 |
= |
0,8 ; |
|
|
4 |
|
|
|
|
|
|
252 |
- |
65,6 |
= |
-2,6- |
, ^ |
|
4 |
||||
|
|
|
|
|
||
|
|
247 |
- |
65,6 - |
-3 ,9 ; |
|
|
|
4 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
ß * |
|
285 |
- |
65,6 |
= |
5,7; |
|
|
|
|
|
|
|
Г . |
= 308_ |
_ |
65,6 |
= |
11,4- |
|
^ A |
|
4 |
|
|
|
‘ ' |
CÂ |
= |
230 |
- |
65,6 |
= -8,0; |
|
|
|
4 |
|
|
|
|
£ e |
= |
295 |
- |
65,6 |
= 8,0• |
|
|
|
4 |
|
|
|
' |
c » |
= |
? i l |
_ |
65,6 |
= -11,4; |
|
S ,ljt = # /Ï Ô ,83 |
|
= i 4,45. |
Слецоватепьно, результат, соответствующий П флотоіМашине на 2-ой пробе с реагентом С будет вычислен
У/7,3,С = 65,6 + 6-3 - 2.Ö + 8,0 ± 4,45 = 77,3 + 4,45.
Фактический результат для этих условий - 74%.
Если нас интересует максимально возможный резуль тат то приняв условия, имеющие максимальные эффекты:
4 F , J4-4 и СА получаем, что возможно получение извлечения
%й,К,Г 65’8 + Ѳ'3 + 5-7 + 11 >4 ± 4,45 - 89 ± 4,45% . Естественно, этот предполагаемый результат нужно
проверить, ибо в определенном смысле мы экстраполиро вали результаты.
6.5. Проверка гипотез относительно средних Ортогональные контрасты
До эксперимента можно задаться, какие величины жела тельно сравнивать. С этой целью подбираются ортогональные
контрасты. |
|
|
|
|
|
|
Контраст - это |
сумма произведений ортогональных коэф |
|||||
фициентов на суммы наблюдений |
|
|
|
|||
при условии, ч |
т |
»/ |
tlj |
' X/ ; |
/5.23/ |
|
о 0 и если |
в столбцах равны. |
|||||
Два контраста |
называются ортогональными, если |
|
||||
|
Cj-if, |
= Q Дня равных |
IÎ . |
|
||
Сумма |
квадратов для контрастов |
определяется |
как |
|||
|
3 ^ „ = ( й т ) 1’: [ п ж с ] т] |
/5.24/ |
||||
Число |
рассматриваемых контрастов не Должно превосхо |
дить число степеней, свободы для средних по испытаниям. Например, для четырех средних /три степени свободы/ мож но найти три контраста
б* |
= |
С / |
= V W X , |
Таблица ортогональных коэффициентов ДпЯ этого случая
|
Г, |
V, |
*3 |
|
С£ |
+1 |
0 |
0 |
- і |
сг |
0 |
+ і |
-{ |
0 |
С5+і |
- і |
-і |
+ і |
Найдя контрасты и суммы квадратов ДЛЯ
/чтя, кроме того, что степень свободы каждого контраста равна 1, можно оцениТь значимость контрастов по F крите
рию, например |
„ |
F = |
/5.,25/ |
Проверка средних при выборе контрастов после получе ния данных может быть выполнена с помощью рангового критерия Дункана.
Схема его использования:
1. Упорядочить k средних по возрастанию,
2.Найти ошибку для средних,
3.Выписать из таблицы Дункана ранги /в зависимости от
уровня значимости и числа степеней свободы ошибки/ для / k -1 / значений.
4. Умножить ранги на ошибку, получив наименьшие значи мые ранга.
В, Произвести сравнение разности средних с соответствую щими наименьшими значимыми рангами.
Дадим некоторые значения рангов по таблице Дункана.
Таблица 5.1 Ранговый критерий Дункана для 05% уровня значимости
Степень |
„ |
........... |
Р п н г |
и |
|
|
свободы |
" |
10 |
20 |
100 |
||
ошибка |
2 |
3 |
4 |
|||
2 |
в,00 |
В,Об |
в,пи |
6,09 |
6,09 |
6,09 |
4 |
3,93 |
-1,01 |
4,02 |
4,02 |
4,02 |
4,02 |
10, |
3,15 |
з,зо |
3,37 |
3,47 |
3,47 |
3,47 |
100, |
2,80 |
2,00 |
3,05 |
3,32 |
3,47 |
3,53 |
Пример 5С2, Поставим ею пирименг с тремя уровнях«? расхода собирателя и двумя вспенивателя. С целью оценки ошибки воспроизводимости все варианты повторены по три
роза.
Результаты эксперимента ^извлечение/ приведены в таблице 5.2 .
Расход |
Расход собирателя, Я.І |
вспенпвателя |
|
ьU
1 |
74 |
78 |
72 |
|
h |
76 |
80 |
75 |
|
75 |
77 |
76 |
||
|
||||
|
64 |
70 |
62 |
|
ê, |
65 |
66 |
63 |
|
|
66 |
65 |
64 |
Подсчитаем суммы дпя каждого варианта опытов, пред
варительно вычтя 70% из результата каждого опыта /с цепью упрощения последующих расчетов/
Таблица 5.3
|
|
|
M i |
h&i |
fl&.1 |
fa h |
|
|
|
|
4 |
8 |
2 |
-6 |
-0 |
-8 |
|
У 4 n |
6 |
10 |
5 |
-5 |
-4 |
-7 |
|
|
5 |
7 |
6 |
-4 |
-5 |
-6 |
Общая |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
15 |
-25 |
13 |
|
-9 |
-21 |
сумма |
Y4 |
|
-15 |
8 |
|||||
|
|
77 |
77 |
213 |
41 |
65 |
149 |
622 |
Находиім |
суммы |
квадратов. |
|
|
|
|
||
Общая сумма квадратов |
|
|
|
|
|
|||
S ^ - S t f - g - m - l L |
- e i 8 . u . |
|
||||||
Сумма квадратов всех вариантов опытов |
|
|
||||||
с |
_ |
|
25/2 |
+ 1з 2+/-15/2+/_я/2 |./_21/2 |
||||
ÙS,aP~ fiij |
JV~ ------------------- g----------------------------- |
|||||||
|
' _ |
= 585,11. |
|
|
|
|
|
18
Сумма квадратов ошибки воспроизводимости
Sê = 618,14 - 585,11 = 33,33.
Сумма квадратов дпя собирателя
|
|
|
с - |
J |
U |
p |
J |
L . |
|
- |
. « Д7. |
Сумма квадратов |
дпя |
вспениватепя |
|
||||||||
|
|
|
С£ |
- 5э2 |
+ |
/ ~45/'2 |
- |
18 |
= 583,32. |
||
|
|
|
О«en |
|
|
g |
|
|
|
|
|
Сумма квадратов для взаимодействия собирателя и |
|||||||||||
вспениватепя |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
« % |
|
|
|
|
|
|
585,11-49.77-583,32 = 1,79- |
||||
Число степеней свободы для вариантов 5, дпя собира |
|||||||||||
теля |
- |
2, |
для вспениватепя - 1, для взаимодействия |
||||||||
5 - |
2 - |
1 |
= 2, для ошибки |
воспроизводимости |
|||||||
18 - |
5 - |
1 = 12. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Далее |
может |
быть |
выполнен анализ, |
такой же как и |
в |
примере 5.1. |
|
|
|
|
|
Дополнительно оцепим контрасты дпя расходов собира |
||||
теля, |
пользуясь критерием Дункана. |
|
|
||
• |
Средние результаты дпя |
- 0; дпя |
= 2,67 |
||
для |
= -1,33 /следует |
помнить, что |
из |
всех резуль |
|
татов |
вычтено 70%/. |
|
|
|
|
|
Расположим средние по возрастанию |
|
|
||
|
|
_?3 |
f l |
f l |
|
|
|
ÿ = ‘-1,33 |
0 |
2,67 |
|
|
Находим дисперсию ошибки и ошибку для |
средних |
- а.™;
Sÿ - f l ІЗГ • 0,6.
Находим ранги /для 95% уровня значимости/ |
|
|||||||||||
|
3,08 - |
ранг для |
А |
= 2 |
и |
j-g - |
12 ; |
|||||
2 ä '/;L= 3,23 - |
ранг |
для |
 |
= 3 |
и |
= |
12. |
|||||
|
Находим наименьшие значимые |
ранги |
|
|
||||||||
|
Яі, = 3,08 . 0,68 = 2,09; |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
Иъ = 3,23 . |
0,68 |
= 2,2. |
|
|
|
|
|
|
|||
Сравниваем контрасты |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
f l - f r |
2'67 “ |
1 |
|
= 4-0и |
> |
2<2 ; |
|
||||
|
2,67 |
- |
0 |
= 2,67 |
> |
2,09; |
|
|
||||
|
^ / - р 3= 0 - |
|
/-1,33/ |
= 1,33 |
< |
2,06. |
|
|
||||
Следовательно разница в результатах, достигнутых |
||||||||||||
при |
расходе |
реагента |
^ |
по |
|
сравнению |
как с |
^ так . |
||||
и с |
значима, разница |
же |
в результатах, достигнутых |
|||||||||
при |
дозировках собирателя |
^ |
|
и |
^ |
не |
может |
считать |
||||
ся |
доказанной. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Р а з д е л У1. МЕТОДОЛОГИЧЕСКИЕ КОНЦЕПЦИИ ЭКСПЕРИМЕНТ! ІРОВАI ІИ Я
6.1, Получение устойчивых результатов Одним из важнейших условий экспериментирования
является устойчивость получаемых результатов в том смысле, что многократное повторение опыта или измере ния дает совершенно строгую картину распределений ре зультатов. Другими словами, желательно, чтобы резуль таты, даже если они и случайны, подчинялись известным или статистическим закономерностям.
Обычно предполагают, что среднее значение резуль татов параллельных опытов стремится к математическо му ожиданию, ошибки опытов распределены нормально,
дисперсия ошибки - п |
гоя иная величина и т.п. |
Все это позволяет, |
во-первых использовать определен |
ные приемы обработки |
результатов, во-вторых делать |
статистические выводы |
и Принимать рем..дни. |
Если устойчивости добиться не удается, то ситуация становится самой неопределенней.
По существу неустойчивость результатов обуславли вается некоторой неизвестной причиной, вызывающей систематическое изменение .средних результатов, либо дисперсий. Известно стремление экспериментаторов вплоть до конца опытов не менять лаборантов, установки, иэме— ритепьпые приборы и т.п. Эта делается с целью выпол нить весь комплекс работ в одних и тех же условиях, т.е. обеспечить устойчивость результатов.
С этой же целью стремятся для всех опытов приго товить одну пробу руды, партию реагентов, анализы вы полнять в одной химпаборатории и т.д.
Можно представить, что если опыты ставят два лабо ранта то они могут вносить систематическую погрешность в результаты в зависимости от своей квалификации. В зависимости от результатов будут отличаться и диспер сии результатов у лаборантов. В процессе исследований на обогатимость приходится пользоваться оборудованием, необходимым другим исследованиям, например, мельница ми, весами и т.п. При этом возможно засорение продук тов.
В промышленных условиях весьма трудно обеспечить, например, постоянное качество руды. Вследствие его из менения результаты опытов будут изменяться и иногда более сильно, чем вследствие изменения условий опытов.
Фактически, |
это |
значит что |
на результат |
опыта |
у. |
|||
накладывается |
дополнительно резудьтат |
|
влияния |
|||||
неизвестной причины |
2СН |
и измеряемое |
значение |
y tt |
||||
в простейшем |
случае будет |
|
|
|
|
|||
Так |
|
У“ =у+У« • |
, то следует |
|||||
как необходимо знать величину у |
||||||||
принимать меры по устранению |
влияния |
у н |
. Возмож |
|||||
ны два |
способа |
устранения влияния У« |
• |
|
|
|||
а/ |
Вскрытие причин появления |
, контроль |
|
|||||
этня причин, и внесения |
соответствующих поправок |
в |
||||||
результаты опытов. |
|
|
|
|
|
|