книги из ГПНТБ / Кориков А.М. Математические методы планирования эксперимента учеб. пособие
.pdf-W -
Процедура выбора реплик большей дробности совершенно
аналогична. С ростом числа факторов |
увеличивается дробность |
|||||
I реплик и усложняется система смешивания. Табл.1.6 |
г л - |
|||||
дюстрирует рост |
дробности реплик с |
увеличением числа |
фак |
|||
торов до 1 5 . Можно рассматривать и построение |
дробных |
пла |
||||
нов для числа факторов |
от 16 до "31 (при |
этом |
необходимо |
|||
ставить 32 опыта) и т.д. Однако для |
решения столь СЛОЕНЫХ |
|||||
задач рекомендуется применять методы отбора факторов, |
на |
|||||
пример метод случайного |
баланса. Эти метода мы рассмотрел |
|||||
ниже в глав*; У. |
|
|
|
|
|
|
§ 1 - 7 . С и м п л е к с н ы е |
п л а н ы |
|
|
|||
$йргда для исследователя представляет интерес получе |
||||||
ние линейного уравнения по планам, содержащим ашшцу?.* |
т о |
|||||
чек (количество точек равно числу коэффициентов). Такие . |
||||||
планы называют |
н а с ы щ е н : н и м и . |
Дадим сейчас |
г е о - |
|||
мет^ическуи интерпретацию насыщенным ортогональный планам |
||||||
первого порядка. |
|
|
|
|
|
|
Пусть ft, обозначает матрицу, задающую координаты |
экс |
периментальных точек в факторном пространстве дач ортого
нального плана первого порядка с минимальным числом экспе
риментов |
= |
+ I . Соответствующая матрица независишх |
|||
переменных X |
имеет вид X — J I M |
(где I - столбец |
из еди |
||
ниц, присоединекннй к матрице |
) |
и удовлетворяет |
уравне- |
||
|
|
i f " Х Т Х - Е , |
|
(1 . 8) |
|
где Е - |
единичная матрица, а |
индекс „ т " означает |
1ранс- |
||
понироьаний.^ |
|
|
|
в верш!;аах |
- £)-ыгрного правильного оишлексц, с г к - |
п л е к с о м |
называется выпуклая фигура в многомерном |
пространстве, |
число вершин которое превышает размерное?; |
этого пространства на единицу. Например, в двухмерном про странстве правильным симплексом будет равносторонне: тре угольник, в трехмерном - правильный тетраэдр и т.д.
из уравнения (1.8) следует, что гатрица •Н~*Х ортого
нальная, то. есть ее строки составляют ортонорквгровапиую сг-
стему |
векторов. |
Обозначим С-у» строку |
матрицы |
X |
чере?. 2 * . |
||||||||||||||
тогда |
скалярное |
произведение, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
' |
+ |
|
* , |
|
:' С, |
если |
и я |
• , |
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
( I * , |
х * . | - |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
; X . |
есл7 |
\, = |
- . |
|
|
|
||||
Обозначим |
и -ув |
строку |
матрицы |
?- через |
х * |
, |
а угол иея- |
||||||||||||
ду векторам, |
соединяющими I -о |
и j -в |
экспериментальна? ТО |
||||||||||||||||
ЧКЕ с яа*алом координат, обозначим через |
О и |
. Так как [мат |
|||||||||||||||||
рицы |
X |
и |
Я/ |
связаны зависимостью |
X |
=|IIR.II |
, то |
скаляг- |
|||||||||||
ныз произведения |
соответствующих |
|
строк |
матрип |
X |
Е г- |
|||||||||||||
связаны |
соотнсшекиямЕ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
ч х 1 » * j / |
' ~ v х г i * i - |
|
|
|
|
||||||||||
для всех Л |
, |
j . Отсюда следует, |
чте |
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
/ |
+ |
|
i' |
- |
I » |
если |
ь / |
'• , |
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
L |
J |
- \ Х - |
I , |
если- |
o |
= |
i . |
|
|
|
|
|
|||
Скалярный квадрат ( X * |
, X * ) |
представляет собой |
квадрат |
||||||||||||||||
расстояния |
l |
-ой |
экспериментальной точки от начала коот— |
||||||||||||||||
динат |
и равен Jf-1, |
чте |
есть |
величина постоянная, |
Зрг |
|
|
|
|
|
- 4 2 |
- |
|
|
•j = •' скалярное |
произведение |
раскрывается по ••Формуле |
|
|||||
|
; х * , |
x 7 ) - ( J M c o * 8 : i |
|
|||||
и равно |
-Г. |
Отсюда вытекает,' |
что |
|
|
|||
|
|
COS |
С; |
|
1 |
|
|
|
|
|
3 |
|
|
|
|
||
для зсех |
I |
и i , |
I |
£ |
j , т . е . |
токе |
является постоянной |
ве- |
личиной. |
|
|
|
|
|
|
|
|
Следовательно, |
ортогональный 'план первого порядка |
с |
||||||
числом точек J f = К + I |
образован верпп?нзш правильного |
|
||||||
(Jf - I)-мерного |
симплекса. Назовем |
такпз планы с и м п |
||||||
л е к с н ы м и |
|
п л а н а м и . |
3 § 3-2 мы убедигея, |
что симплексные планы обладают свойством ротатабедьности.
Рассмотрим два |
примера. Пусть Я = 2 . Маздо проверить,- |
|
что матрица |
|
|
4 |
-'/з а |
.а |
t |
V3" а |
а |
f |
0 |
- г а |
при & = -г^- является матрицей незавксишх перемекаих для
ортогонального планирования первого порядка, удовл-'гтзоря-
ющей условиям ( 1 - 3 . I ) |
- ( 1 - 3 . 3 ) , т . е . сна удовлетворяет |
||
матричному уравнению |
ССТХ= Е . Ирг |
этот.: ь^трикз R/, |
эа - |
дающая собственно плаяированге |
|
|
|
- V F a |
a J |
|
|
a |
a I |
|
|
I0 |
- z a l |
|
|
определяет вершины 1,2,3 равностороннего треугольника |
(см. |
||
р и с . 1 . 3 ) . |
, |
- |
|
- 4 Ъ -
Яегко проверить ортогональность матршы X . Остается толь ко заметать, что жтртаа планирования
задает вершны I , 2, 3 и 4 куба, (см.рис.1.4).
"ак известно,, эти точки образуют правильны!: тетраэдр. Вторая до:гд>.еплика от полного факторного эксперимента 2 е соответствует тетраэдру в оставшихся вершинах куба.
Применение симплексных планов оказалось эффективнык на стадии поиска оптимальной области и для оптгмального
- 4 4 -
управления технологическим процессом (подробнее см. § 4 - 7 ) ,
4
Л
|
Рис.1.4 |
|
|
|
|
|
З А Д А Ч И |
х ) |
|
|
|
I . I . |
Пусть процесс |
определяется |
четырьмя |
факторами. |
|
Основной уровень и интервал изменения выбраны следующим |
|||||
збшзоьк^ |
|
|
|
|
|
|
|
^ 1 |
» х 1 |
! X s |
! |
|
|
'3 |
30 |
1.5 |
15 |
Интервал |
изменения . . . |
. 2 |
10 |
-L |
10 |
|
Запашите -в кодированном масштабе |
условия следующего |
||||
опыта: 2с, = 2*,0; |
х 2 |
= 2 0 ; |
X j = 1,25; |
2 4 = 1 5 . |
||
|
I . 2 . |
Пусть |
необходимо выбрать патурешшку 2 4 " " 1 . Ка |
|||
кие |
полуреплики, |
по вашему |
?лнению, обладаютбольшей раз- |
|||
х ) |
См.также |
задачи н |
главе |
П S № 2 . 3 ; . 2 . 4 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
- |
4 5 - |
|
|
|
|
|
|
решающей |
способностью? |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
Полурошыки, |
заданные |
определяющими |
контрастами |
|
|||||||||||||
|
1 - x , * l x J |
х 4 |
, |
|
1 = - х , х г х 4 х ^ , |
|
|
|
||||||||||
или полуреплики, |
заданные |
генерирующими |
соотношениями |
|
||||||||||||||
|
|
х,,— |
х , |
х 2 |
|
, |
х 4 - . - , г , х г . |
|
|
|
|
|
||||||
|
1 . 3 . Перечислите |
все |
возмокные |
варианты выбора |
пла |
|||||||||||||
на |
2 5 " 1 . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
I . |
4 . |
Пусть |
имеются |
три-четверть-реплики, заданные |
|||||||||||||
следующими генерирующими |
соотношениями: |
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
1) |
ССц — — X t X j |
|
> |
|
^5 |
= ~ х , Х^Х^ ', |
|
|
|
||||||||
|
2) Х± - - X, X j . , |
|
X j = х , х г xi |
*, |
|
|
|
|||||||||||
|
3) х „ = |
i , х 5 |
|
, |
|
x f |
= |
х , х г 1 ь |
|
|
|
|
||||||
Какую из |
| реплик |
следует |
избрать для дополнения ~ реп |
|||||||||||||||
лики, |
заданной определяющими контрастами |
I |
= х 1 |
х . и-и |
к |
|||||||||||||
I |
= |
х,хггъх5? |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
I . |
|
Пусть |
вы построили |
полурешшку |
2^"'*' |
с |
опреде |
||||||||||
ляющим |
контрастом |
I |
= |
x , i a |
X j * i , |
f можно ли |
оценить |
|||||||||||
независимо коэффициенты' б 1 а |
|
и |
? |
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5-3 |
|
|
|
|
|
|
I . |
6. |
Составьте |
четверть-решшку |
2 |
|
, приравняв |
|||||||||||
х 4 = г 2 з о 3 и |
X j i c c , ! ^ |
|
Определите |
для |
этой |
реплики |
||||||||||||
обобщающий определяющий |
контраст. Запишите систему смеши- |
|||||||||||||||||
ьанля |
эффектов. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
-• |
|
|
|
|
.1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
К О М М Е Н Т А Р И И - |
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
Вопросы, |
рассмотренные |
в настоящей главе, получили |
|||||||||||||||
достаточно, полное |
освещение |
|
в литературе. Детальное об- |
- 46 -
суждение процедуры принятая решений перед планированием эксперимента читатель найдет в книгах Ю.П.Адлера [ i ] , iD.n. Адлера, Е.В.Марковой и Ю.В.Грановского [ 2 ] . Полный фактор
ный эксперимент и его свойства, дробные реплики и их раз решающая способность рассмотрены в только что упомянутых книгах, а также в работах З.В.Налимоза [ 2 6 ] , З.З.Налшлова
и Н.А.Черновой [ 2 5 } , Ф.С.Новика [ 2 7 ] , Л.П.Рузииова [32] , |
||
Ч.Хикса [ 4 0 ] , Д.Финни [ 3 8 ] . Желавшим познакомиться |
с |
не- |
регулярными дробными репликами мо;шс порекомендовать |
ста |
|
тью З.Г.Горского и В.З.Бродского [ Ю ] . Основч симплекс |
- |
- планирования изложены з yze .упомянутых книгах В.В.Нахи мова, В.В.Налимова и Н.А.Черновой, Ф.С.Нов>гка, Л.П.Рузшюва, а- также в работе [ 1 7 ] .
ГЛАВА П
ОБРАБОТКА РЕЗУЛЬТАТОВ ЭКСПЕРИМЕНТА
§ 2 - 1 . В ы ч и с л е н и е |
к - о э ф ф г ц и е в - |
|
i о в |
р е г р е с с и и |
Здесь мы рассмотрим достаточно общее изложение основ регрессионного анализа без учета ограничений, налагаемых
на расположение экспериментальных точек в факторном прост
ранстве при |
планировании эксперимента. |
|
||
Пусть у |
нао имеется |
результатов |
наблюдений над ве |
|
личиной ^ , |
зависящей |
от к |
независимых |
переменных (факто |
ров) X , , о с г , . . . , х^ . |
Положим, что результаты наблюдений |
нужно представить полиномами степени d . Задача заключа ется в том, чтобы по результатам наблюдений определить
коэффициенты регрессии, число которых равно С ^+-<£. Ко
личество наблюдений должно быть выбрано так, чтобы выпол
нялось соотношение
Будем.считать, что чыполняются следующие гредпосылкЕ
(постулаты), на которых сзновывается регрессионный ана
лиз:*- |
: |
IV |
Результаты наблюдений ^ , ^ - • • • » ^ представля |
ют собой независимые, нормально распределеннпе случайше
величины.
- 45 -
2 . Дисперок:
равны -друг другу (выборочные дисперсии Ь однородны).
Зтр значит, что если производить шого'срат^е повторные
наблюдения над |
величиной |
'^,/прз |
некотором определенном |
|||||
•наборе |
значение |
x , u |
, х г и > . . . » |
х ^ , |
то |
получил |
дисперсию |
|
<DZ(J \, |
которая |
не |
будет |
отличаться |
от |
дисперсии |
6г /цД, |
полученной при повторных наблюдениях для другого набора
значьчий независимых переменных |
й ^ , г 2 , |
3 . Независимые переменные х 1 |
, x z , . . . , х^изг.теряютгя. |
с пренебрежимо малой ошибкой по сравнена с олибкол в оп
ределении ц,. |
-' |
4 . Переменные |
х , , х г , . . . , х^должны быть линейно не |
зависима, т . е . каждая из переменных не является линейной комбинацией остальных переменных.
Для вычисления коэффициентов регрессии используют ме тод наименьпшх квадратов. Обсудим отмеченные выше посту латы.
Первое из сформулированных зяше требований, вообще говоря, не является безусловным. "Сетод наиыеньпих квадра тов можно применять и в том случае, когда не ш.:еет места нормальное распределение для величгшы у. При стон, одна ко, ничего нельзя сказать о том, насколько эффективным будет здесь применение метода наименьших квадратов, осо бенно при выборках малого объема. Нужно иметь в виду, что
если имеет место нормальное распределение для случайной
- 4 9 -
величины ц , то метод наименьших квадратов можно рассмат ривать как частный-случай метода максимума правдоподобие. На практике часто приходится иметь дело со случайной вели
чиной 1^,, не подчиняющейся нормальному распределению. Б
этом случае следует подобрать такую функцию преобразования,
чтобы перейти от у к новой случайной величине z |
= j {ij), |
распределенной приближенно нормально. Например, |
многие |
асимметричные распределения часто удается аппроксимировать
нормальным законом, |
перейдя от случайной величины \j к слу |
чайной величине г = |
I K I J . |
Нарушение второй предпосылки также не является принци
пиальным препятствге?.- ГЛЕ получения уравнения регрессии.
Если, в |
этом случае удается найти фуякгцюнаяьную зависимость |
б г |
- %р (i^), то оказывается возможным предложить |
такое преобразование случайной величины, которое позволя ет получить однородные выборочные дисперсии. Вопросы пре образования случайных величин достаточно подробно излага ются в книгах по математической статистике (см., например,
книгу Ю.В.Линника [ 1 8 ] ) , поэтому т здесь не останавлива
емая подробно на этих вопросах.
Веда нарушена третья предпосылка (уровни факторов слу
чайны), то для анализа результатов эксперимента следует
использовать аппарат конфлюентного анализа. Необходи?юсть выполнения четвертого постулата станет
очевидна несколько позже.
Вернемся к нашей основной .задаче - определению коэф-