Матрица эксперимента имеет вид:
увеличить
номер опыта |
|
|
|
|
|
|
|
|
y(Rz) |
1 |
+ |
- |
- |
- |
+ |
+ |
+ |
- |
2,16 |
2 |
+ |
+ |
- |
- |
- |
- |
+ |
+ |
2,65 |
3 |
+ |
- |
+ |
- |
- |
+ |
- |
+ |
3,80 |
4 |
+ |
+ |
+ |
- |
+ |
- |
- |
- |
4,70 |
5 |
+ |
- |
- |
+ |
+ |
- |
- |
+ |
2,22 |
6 |
+ |
+ |
- |
+ |
- |
+ |
- |
- |
2,48 |
7 |
+ |
- |
+ |
+ |
- |
- |
+ |
- |
4,20 |
8 |
+ |
+ |
+ |
+ |
+ |
+ |
+ |
+ |
4,89 |
В результате расчетов были получены следующие значения коэффициентов:
b0 = 3,3875; b1 = 0,2925; b2=1,01; b3 = 0,06; b12 = 0,105;
b13 = - 0,055; b23 = 0,0875; b123 = 0,0025
После подстановки значений коэффициентов уравнение (92) приняло вид
y=3,3375 + 0,2925x1+1,01x2 + 0,06x3 + 0,105 x1 x12-0,055 x1 x3+0,0875x2 x3 + 0,0025x1x2x3. (93)
Для проверки адекватности полученного уравнения и определения дисперсий коэффициентов необходимо знать дисперсию воспроизводимости эксперимента Sу2. Находим ее по результатам шести опытов, поставленных в центре плана (опыты 1—6, табл. 34).
Рис. Схема центрального композиционного плана для трёх факторов
Таблица 34. Результаты опытов в центре плана и в «звездных» точках
Содержание плана |
Номер опыта |
y |
|||||||
Опыты в центре плана |
1 2 3 4 5 6 |
+ + + + + + |
0 0 0 0 0 0 |
0 0 0 0 0 0 |
0 0 0 0 0 0 |
0 0 0 0 0 0 |
0 0 0 0 0 0 |
0 0 0 0 0 0 |
2,31 2,08 2,12 2,32 2,36 2,12 |
Опыты в «звёздных» точках |
7 8 9 10 11 12 |
+ + + + + + |
-1,682 +1,682 0 0 0 0 |
0 0 -1,682 +1,682 0 0 |
0 0 0 0 -1,682 +1,682 |
2,828 2,828 0 0 0 0 |
0 0 2,828 2,828 0 0 |
0 0 0 0 2,828 2,828 |
3,55 4,50 1,80 5,15 2,32 2,56 |
Среднее арифметическое значение параметра оптимизации в центре плана
Дисперсия SУ2 воспроизводимости эксперимента
Разность между значением параметра оптимизации в центре плана и величиной свободного члена b0 (напомним, что в центре плана значения всех ко
Полученная разность во много раз превышает ошибку Sy эксперимента:
Из этого следует, что коэффициенты при квадратичных членах значимо отличаются от нуля, а исследуемая зависимость не может быть с достаточной точностью аппроксимирована уравнением (92). Поэтому перешли к планированию второго порядка и аппроксимировали неизвестную функцию отклика полиномом вида
(94)
Эксперимент был поставлен по программе центрального композиционного ротатабельного планирования второго порядка. Реализованные восемь опытов полного факторного эксперимента 23 (см. табл. 33) и шесть опытов в центре плана (см. табл. 34) дополнили шестью опытами в «звездных» точках (опыты 7—12, табл. 34). Величина «звездного» плеча в рассматриваемом случае равна 1,682. Коэффициенты уравнения (94) находили по формулам (77), (78), (79), (80). Вписать эти формулы
Получили следующие значения коэффициентов:
b0 = 2,1956; b1 = 0,2882; b2=0,9819; b3 = 0,0646; b12 = 0,105; b13= -0,055; b23=0,0875; b123=0,0025; b11 = 0,6663; b22 = 0,4594; b33= 0,0833.
После подстановки значений коэффициентов в уравнение (94) оно получило вид
y= 2,1956 + 0,2882х1 + 0,9819х2 + 0,0646х3 + 0,105х1х2 - 0,055х1х3 +
+0,0875 х2х3+ 0,0025х1х2 х3+0,6663 + 0,4594+0,083 (95)
Дисперсии коэффициентов, вычисленные по формулам (81), (82), (83), (84), имели следующие значения:
S2{ b0} = 0,00258; S2{ bi} = 0,001131; S2{bil} = 0,00193; S2{ bij} = 0,00107.
Доверительные интервалы для коэффициентов равны:
Db0 = tS{ b0}= 2,57·0,0508= 0,1305; Dbi = tS{ bi} = 0,0864;
Dbil = tS{ bil}= ±0,1129; Dbij = tS{ bij}= ± 0,08407.
В связи с тем что коэффициенты b3 , b12 , b13 , b23 , b123 ,b33 по абсолютной величине меньше соответствующих доверительных интервалов, их можно признать статистически незначимыми и исключить из уравнения регрессии. Так как среди незначимых оказался и коэффициент b33 при квадратичном члене, значимые коэффициенты были пересчитаны с использованием метода наименьших квадратов. Пересчитанные значения коэффициентов оказались следующими:
b0 = 2,26; b11= 0,6555; b22 = 0,4389; b1=0,2882; b2 = 0,9819
Таким образом, математическая модель, полученная в результате ротатабельного планирования второго порядка, приняла вид
у = 2,26 + 0,2882 + 0,9819+ 0,6555+0,438. (96)
Для проверки адекватности модели (96) нашли дисперсию Sад2 адекватности по формуле
Остаточная сумма квадратов
Сумма квадратов SЕ, найденная по выражению (85) и использованная для определения дисперсии параметра оптимизации, равна 0,077284. При указанных значениях SR и SЕ дисперсия S2ад = 0,0333.
Определили расчетное значение F-критерия:
При 5%-ном уровне значимости и числах степеней свободы для числителя 10 и знаменателя 5 табличное значение критерия Fт равно 4,74. Значение FР<Fт, поэтому модель (96) следует признать адекватной. Уравнение (96) неудобно для интерпретации полученных результатов и практических расчетов, поэтому его преобразовали по формулам перехода от кодированных значений (х1 , х2 , х3) к натуральным значениям факторов (u,s,t):
Где натуральные значения факторов на основных уровнях; значения интервалов варьирования.
Таким образом,
Уравнение (96) с учетом отношений (97) можно представить следующим выражением:
(98)
Из приведенного выражения следует, что в области эксперимента (t = 0,250,75 мм) глубина резания не оказывает влияния на шероховатость обработанной поверхности капролона. Уравнение (96) используем для поиска оптимального режима обработки капролона резцом с заданной геометрией. В результате переноса начала координат в центр фигуры с координатами х1s=-0,22; х2s = = -1,12 (они соответствуют значениям u=181 м/мин; s= 0,276 мм/об) и поворота координатных осей уравнение (96) было приведено к каноническому виду
Y - 1,68 = 0,6555 + 0.4389. (99)
Выражение (99) является уравнением эллипса в каноническом виде. Так как коэффициенты B11 и B22 имеют положительные знаки, центр эллипсов
(х1s =-0,22; х2s = -1,12) является минимумом функции отклика. В этом случае для поиска экстремума достаточно поставить опыт в центре фигуры и проверить, насколько точно значение параметра оптимизации, предсказанное уравнением регрессии, совпадает с экспериментальным.
В дополнительном опыте, поставленном в центре фигуры (х1s = -0,22;
х2s = -1,12), получено значение функции отклика у = = 1,7 мкм. Дальнейшее варьирование скорости и подачи вблизи экстремума не вызвало уменьшения значения y. Таким образом, оптимальным следует считать режим: у = 181 м/мин, s= 0,276 мм/об при t= 0,250,75 мм.
Уравнение (99) можно также использовать для определения ожидаемой шероховатости поверхности при обработке капролона на режимах, входящих в область эксперимента.