Материал: 1155

Если математическая модель неадекватна данным эксперимента, то необходимо перейти к более сложной форме уравнения регрессии или уменьшить интервал варьирования факторов в эксперименте. Например, если неадекватна линейная модель, то следует ее дополнить, введя коэффициенты, соответствующие эффектам взаимодействия.

6.2.Дробный факторный эксперимент

6.2.1.Общие сведения

Вслучае двухуровневого k-факторного эксперимента на основе опытов в N точках факторного пространства можно найти N 2k коэффициентов уравнения регрессии. Если число факторов k 4, эффекты взаимодействия высокого порядка становятся статистически незначимыми, т.е. влияние сомножителей X1X2 Xk на отклик y вза-

имно компенсируется. Практика эксперимента позволяет априорно считать, что в уравнении регрессии с большим числом факторов коэффициенты высоких порядков взаимодействия равны нулю. Следовательно, при большом числе факторов можно строить такие планы эксперимента, которые позволяют определять линейные эффекты факторов, эффекты их парных и иногда тройных взаимодействий. Уменьшение количества определяемых коэффициентов регрессии позволяет сократить затраты времени и средств на проведение эксперимента и обработку его данных. Количество опытных точек в таких экспериментах должно быть чуть больше или равно количеству подлежащих определению коэффициентов регрессии b. Этому положению удовлетворяют части (реплики) ПФЭ 2k , кратные 2p, где p – целое положительное число.

Такие эксперименты называются дробными факторными экспериментами (ДФЭ) 2k p . Количество опытных точек в ДФЭ 2k p в 2p раз меньше, чем в ПФЭ 2k . Так как ДФЭ 2k p – часть ПФЭ 2k , то ДФЭ называют также дробными репликами полного факторного эксперимента. Например, ДФЭ, образующий половину ПФЭ 2k , обозначается 2k 1 и называется полурепликой ПФЭ 2k ; ДФЭ 2k 2 содержит 2k22 2k4 опытных точек и называется 14 репликой ПФЭ 2k и т.д.

83

6.2.2. Планирование дробных факторных экспериментов

Рассмотрим построение плана ДФЭ 23 1. В ДФЭ 23 1 план состоит из четырех опытных точек N 23 1 22 4. Ядром плана является

ПФЭ 22 , на основе которого можно построить уравнение регрессии

~y b0X0 b1X1 b2X2 b12X1X2 .

Если взаимодействие факторов X1X2 статистически незначимо, то нет необходимости определять коэффициент b12 и в матрице ПФЭ

Планы, представленные табл. 6.8 и 6.9 обладают свойствами симметрии, нормировки и ортогональности. В зависимости от условий испытаний выбирают один из этих планов, так как каждый из них соответствует различным точкам факторного пространства, в которых должны проводиться независимые опыты. Оба плана позволяют построить линейное уравнение регрессии

84

которое содержит четыре неизвестных b-коэффициента. Рассмотренные планы характерны тем, что в них содержится наибольшее возможное количество факторов. На основе плана, содержащего четыре строки, нельзя определить больше четырех коэффициентов – свободный член b0 и три линейных коэффициента регрессии b1,b2,b3.

План, в котором количество переменных на единицу меньше количества строк или опытных точек, называется насыщенным.

Рассмотрим построение дробных реплик на основе ПФЭ 23. Планы, ядром которых является ПФЭ 23, содержат восемь строк или восемь наборов переменных, при которых определяются значения отклика. На основе ПФЭ 23 могут быть построены следующие дробные реплики: ДФЭ 24 1 – полуреплика ПФЭ 24 ; ДФЭ 25 2 – 14 реплика ПФЭ 25; ДФЭ 26 3 – 18 реплика ПФЭ 26 ; ДФЭ 27 4 – 116 реплика ПФЭ 27 . План ДФЭ 27 4 является насыщенным, так как число факторов на единицу меньше числа строк.

На основе плана ПФЭ 23 можно построить уравнение регрессии

которое содержит три парных (первого порядка) и одно тройное (второго порядка) взаимодействий. Если какое-либо взаимодействие является статистически незначимым, можно построить полуреплику ДФЭ 24 1. Если незначимы два взаимодействия, можно построить 14 реплику ПФЭ 25 или ДФЭ 25 2 и т.д.

Построим, например, 14 реплику для случая, когда незначимыми являются коэффициенты b13 и b123. Два дополнительных фактора X4,

X5 можно ввести с помощью соотношений

которые называются генерирующими соотношениями или генера-

торами. Составим план ДФЭ 25 2, когда генераторами являются

85

X4 X1X3, X5 X1X2X3 (табл. 6.10). Такой план в пятифакторном пространстве выделяет восемь точек, в которых должен измеряться отклик.

Таблица 6.10

Матрица планирования ДФЭ 25 2

Дробные факторные эксперименты позволяют экономить время, но при таком планировании имеет место нежелательный эффект смешивания оценок -коэффициентов.

При вычислении b-коэффициентов по данным многофакторного эксперимента иногда получают не оценки отдельных коэффициентов, а оценки различных их комбинаций. Например, величина b0 является оценкой не только 0 модели (6.2), но и коэффициентов при квадра-

тах факторов 11, 22, , kk , которые в уравнение (6.2) не входят, но

вдействительности могут иметь место. Если все коэффициенты

uu u 1,2, ,k , равны нулю, то b0 является оценкой 0. Это поло-

жение записывается символом b0 0.

Если некоторые значения uu отличны от нуля, то b0 оценивает

Рассмотрим явление смешивания оценок в ДФЭ 23 1. Для анализа явления смешивания оценок составим структурную матрицу, в кото-

ния (6.25) представляют оценки разности коэффициентов регрессии:

86

Рассмотренная процедура анализа смешивания оценок при большом числе факторов (k 3) оказывается слишком громоздкой. Анализ смешивания значительно облегчается, если использовать генерирующее соотношение и ввести понятие определяющего контраста.

X2 X1X3; X3 X1X2, из которых следуют символические выражения (6.32). Аналогично проводится анализ смешивания оценок и в общих случаях. Рассмотрим смешивание оценок в ДФЭ 25 2, где используются генераторы X4 X1X3; X5 X1X2X3.

При наличии двух и более генераторов определяют обобщаю-

щий определяющий контраст (ООК)

1 11 12 1112; 11 X42 X1X3X4 ; 12 X52 X1X2X3X5 .

Обобщающий ОК в данном случае имеет вид

Далее анализ смешивания оценок ведется на основе ООК (6.34). Рассмотрим, например, какие эффекты смешиваются в коэффициенте b1. Для этого все части (6.34) умножим на X1, получим

X1 X3X4 X2X3X5 X1X2X4X5.

Следовательно, коэффициент b1 является оценкой суммы

b1 1 34 235 1245.

87