Файл: Применение методов статистического моделирования в автоматизированном химическом производстве..pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 06.04.2024
Просмотров: 46
Скачиваний: 0
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 6 |
|
№ наб |
У1 |
Уз |
|
|
*3 |
. *1 |
х 3 |
людения |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
91,1 |
36,3 |
3,0 |
625,5 |
0,36 |
540 |
3,2 |
2 |
92,0 |
27,9 |
2,8 |
615,0 |
0,38 |
510 |
3,0 |
3 |
92,5 |
30,0 |
4,5 |
522,0 |
0,33 |
510 |
2,5 |
4 |
91,0 |
32,9 |
2,5 |
634,0 |
0,44 |
470 |
2,2 |
5 |
91,2 |
33,0 |
2,55 |
633,0 |
0,50 |
470 |
3,0 |
6 |
91,1 |
33,5 |
2,0 |
638,0 |
0,41 |
470 |
2,4 |
7 |
90,0 |
31,8 |
2,0 |
632,0 |
0,40 |
470 |
3,6 |
8 |
90,0 |
34,8 |
2,5 |
638,0 |
0,50 |
470 |
2,8 |
9 |
90,4 |
32,7 |
2,5 |
628,0 |
0,49 |
450 |
2,5 |
10 |
90,1 |
33,5 |
2,0 |
632,0 |
0,39 |
.420 |
2,8 |
11 |
90,6 |
31,4 |
2,5 |
623,0 |
0,42 |
400 |
3,7 |
12 |
90,2 |
26,4 |
2,0 |
621,0 |
0,32 |
400 |
4,6 |
13 |
90,4 |
28,2 |
3,0 |
621,0 |
0,50 |
400 |
4,9 |
14 |
90,4 |
32,9 |
2,5 |
629,0 |
0,44 |
400 |
3,8 |
15 |
90,5 |
27,5 |
2,5 |
618,0 |
0,42 |
400 |
4,8 |
16 |
90,6 |
35,2 |
2,5 |
638,0 |
0,36 |
400 |
4,2 |
17 |
89,6 |
32,5 |
2,0 |
635,0 |
0,42 |
400 |
3,4 |
18 |
90,0 |
33,6 |
2,5 |
635,0 |
0,54 |
400 |
2,8 |
19 |
89,1 |
34,8 |
2,2 |
635,0 |
0,46 |
400 |
2,6 |
20 |
90,0 |
34,5 |
2,0 |
674,0 |
0,29 |
400 |
2,8 |
21 |
87,0 |
37,5 |
2,5 |
632,0 |
0,42 |
400 |
2,2 |
22 |
91,4 |
32,7 |
2,0 |
622,0 |
0,25 |
400 |
4,0 |
23 |
90,5 |
31,1 |
3,0 |
615,0 |
0,400 |
400 |
3,3 |
24 |
89,9 |
35,9 |
2,5 |
630,0 |
0,43 |
400 |
2,6 |
25 |
88,8 |
35,6 |
2,5 |
629,0 |
0,43 |
400 |
2,9 |
21
i-м номере наблюдения. Таким образом, для всех п факторов
X j(j= 1, |
2, ... ,«) |
необходимо определить 3п переменных ajy |
bj и Cj |
( / = 1, 2, |
. . . , « ) , а уже после этого оценить значения |
аУ(xj).
Отметим, что N есть число замеров (в нашем примере — количество групп, усредненных заранее). Для нашего приме ра N = 25.
Величина среднеквадратичного отклонения (ау) рассчи тывается как средневзвешенная по группам и в нашем приме ре принимает значение 1,075.
Среднеквадратичные отклонения выходного параметра от точек на прямой, характеризующей зависимость последнего от каждого из входных факторов, и вычисленные индексы кор реляции представлены в табл. 7.
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 7 |
|
Услов |
|
|
|
|
Величина |
|
Величина |
|
ное |
Наименование фактора . |
среднеква |
индекса |
|||||
обозна |
дратичного |
|
||||||
чение |
|
|
|
|
отклонения |
|
корреляции |
|
|
Соотношение |
пар — этилбензол |
0,642 |
|
|
0,597 |
||
дг2 |
Температура |
верха |
реактора |
0,504 |
|
|
0,469 |
|
*3 |
Давление |
перед |
адиабатическим |
0,442 |
|
|
0,411 |
|
реактором |
|
|
|
|
|
|
|
|
х 4 |
Подача пара в пароперегреватель- |
0,415 |
|
|
0,386 |
|||
ную печь |
|
|
|
|
|
|
|
|
*5 |
Подача шихты |
|
0,292 |
|
|
0,272 |
||
*6 |
Перепад |
давлений |
|
0,229 |
|
|
0,213 |
|
х 7 |
Давление |
после |
адиабатического |
0,238 |
|
|
0,221 |
|
реактора |
|
|
|
|
|
|
|
|
*8 |
Температура |
низа реактора |
0,204 |
|
|
0,190 |
||
*9 |
Остаток в печном масле |
0,144 |
|
|
0,134 |
|||
-«10 |
Температура |
середины реактора |
0,009 |
' |
|
0,008 |
||
х и |
Подача пара |
в испаритель |
0,001 |
|
|
0,0009 |
||
При 5-процентном уровне значимыми являются только те |
||||||||
величины, |
которые больше 0,381 (по Скритерию Стьюдента). |
Следовательно, на основании рассчитанных индексов корре ляции наиболее влияющими оказались следующие факторы:
д-Т(0,597); х2(0,469); лг3 (0,411); (0,386). Кроме указанных
22
факторов, в дальнейших расчетах было учтено изменение ак тивности катализатора как величина, обратная величине ос татка в печном масле.
Мы видим; таким образом, что отобранные параметры ока зались полностью идентичными параметрам, отобранным на основании способа модификации метода наименьших квадра тов (см. формулу (21). Однако последний способ намного проще и требует меньшего количества вычислительных опера ций. Что касается отбора факторов с помощью коэффициента корреляции, то эта попытка окончилась неудачей.
В предыдущем разделе мы рассмотрели новый способ отбора влияющих на выходную функцию процесса значимых факторов на основе построенной линейной математической модели. Предположим, что из п влияющих на функцию откли ка W факторов мы отобрали k значимых, которые обозначим Х\, . . ., хк. Зададимся целью построить нелинейную квадра
тичную |
математическую |
модель |
зависимости функции |
W от |
факторов Х\, . . ., хк, то |
есть запишем следующее выраже |
|||
ние [6]: |
|
|
|
|
|
W — Ло + 2 Ai x i + 2 |
Ац x i xj + A. |
|
|
|
/= 1 |
i = 1 |
,/=*» 1 |
|
Эту формулу можно рассматривать как линейную, состоя |
||||
щую из |
(k2 + k + \ ) коэффициентов A t и А и и (k2 + k+ 1) |
век |
торов 1, х ь x t Xj. А по отношению к ней мы вправе применить весь описанный выше математический аппарат. Система век
торов |
1, x i, x l xj |
(1 < г < &, 1<у'<&) ортогонализуется, стро- |
||
ятся |
векторы go |
и |
. ,\ къ+к |
с последующим вычислением |
коэффициентов |
А ь и A,j . Мы |
можем также применить для |
решения этой задачи обычный (не модифицированный) спо соб наименьших квадратов, поскольку отбор значимых фак торов на этот раз уже не производится.
На электронной вычислительной машине «БЭСМ-2» со ставлена стандартная программа отбора факторов и по строения нелинейной квадратичной модели модифицирован ным способом. По сути дела, в программе совмещены две раз личные, хотя и связанные задачи:
1)отбор факторов на основании линейной модели («ли нейная задача») и
2)построение нелинейной модели без отбора факторов
(«нелинейная задача»). |
памяти |
ЭВМ допускает для случая |
||
Объем оперативной |
||||
линейной задачи максимальные параметры п< 39; JV<150, а |
||||
для случая нелинейной задачи |
«< 7 и N< 150. |
|||
Для случая линейной задачи печатаются: |
||||
а) |
значения А |
А |
п'\ |
|
б) |
значения А ь . . ., |
А п; |
|
23
в) значения Ло;
г) значения |
— — |
(г = 1, 2, . . . , |
п). |
’ |
N —i |
V |
’ |
Для случая нелинейной задачи печатаются: а) значения коэффициентов в уравнении
п |
п |
п |
п |
б) значение остаточной дисперсии о2, оцениваемой по фор
муле о2= - ^ Д
N—n
Висследуемом примере процесса дегидрирования этил бензола в стирол на основании пяти отобранных параметров по описанному выше способу модификации метода наимень ших квадратов были получены уравнения зависимости выхо да стирола на разложенный этилбензол (у\) и на пропущен
ный этилбензол (г/г) -
у1——0,000046—264,56^!—1,30^2+ 856,14х3 -{-1,95x4+
+145,24x9 + 5.62XJ2+ 0,0020х22 + 75,97х32—0,000081х42— —2,11х92 + 0,43xiX2—31,65х!Х3—0,048x^4 + 0,77xiX9—
—1,37x2X3—0,0026x2X4—0,18х2х9 + 0,053х3х4—2,15х3х9— —0,046х4х9*.
у2 = —0,000018+ 466,63х, + 4,30х2—1176,97х3—5,69х4— —304,58x5—19,37Х!2—0,0063х22—148,87х32 + 0,00020х42 +
+1,/ЗХ52—0,7DXjX2 + 92,14xiX3 + 0,1 lX[X4 + 5,09 IX1X5 +
+2,011х2х3+ 0,0082х2х4 + 0,41х2Х5—0,34х3х4—19,70х3х3 +
+0,079х4Х5.
Выше было указано, что оценки А[ = 1’ ^ ■ (а следо
вательно, и оценки, получаемые линейной комбинацией зна чений А{) являются приближенными. Отсюда возникает вопрос относительно меры точности определения коэффициен тов Ai. Можно считать, что среднее квадратичное отклонение коэффициентов Ah обозначенное нами ДAh равно
а
А А
В нашем примере мера точности коэффициентов прини мает следующие значения.
*В дальнейшем для последовательности обозначения индексов фактор
х9 обозначим символом х5.
24