Файл: Применение методов статистического моделирования в автоматизированном химическом производстве..pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 06.04.2024
Просмотров: 48
Скачиваний: 0
Проанализируем полученный оптимальный вариант. Рас пределение выработки по аппаратам Xi = 582 т, х2 = 652 т,
х3 = 616 т соответствует поставленной задаче, |
так как обеспе |
чит выполнение плана: 582 г+652 г+616 т = |
1850 т. |
При оптимальном распределении остается недоиспользо ванной мощность аппарата № 1 на 125 т, на что указывает присутствие в конечном варианте Н72. Общий расход этилбен
зола |
не превышает заданного ограничения |
и равен: 582Х |
X 1.23 |
+ 652Х 1Д8 + 616Х 1,15 = 2193,7 т, то есть на 106,3 т |
|
меньше имеющихся ресурсов (IF5). |
|
|
Общие затраты на производство при этом составляют: |
||
582X315,8 + 652X305,3 + 616X300,0 = 567 651,2 |
руб. |
|
На |
основании полученного оптимального |
распределения |
выработки задаются технико-экономические показатели опе ративного плана процесса дегидрирования.
План выработки — 1850 т, в том числе |
по |
аппаратам: |
||
№ 1 — 582 г; № 2 — 652 г; № 3 — 616 т. |
1 г стирола в |
|||
Расходный |
коэффициент этилбензола на |
|||
печном масле: |
2193 |
7 |
|
|
---- —= 1,19 т. |
|
|
||
|
1850 |
|
|
в печном |
Технологическая себестоимость 1 т стирола |
||||
567651,2 |
|
Л |
|
|
масле: ----------=306,8 руб. |
|
|
||
1850 |
|
|
|
|
Из неиспользованных 106,3 тэтилбензола можно получить |
||||
дополнительно на аппарате № 1 86 г. |
|
т дополни |
||
Однако при |
технологической себестоимости 1 |
тельно выпущенной продукции 315,8 руб. средняя технологи ческая себестоимость увеличится до 307,2 руб. Несмотря на увеличение выработки с 1850 до 1936 т, средняя цеховая се бестоимость 1 т стирола в печном масле увеличится с 348,4 руб. до 366,6 руб. Однако эти результаты получаются, если режим на аппарате № 1 остается тем же, при котором проводилось распределение выработки. Сокращение выра ботки на аппарате № 1 до 582 т позволяет изменить режим таким образом, чтобы снизить себестоимость. При наличии математического описания процесса становится возможным увеличить выход стирола на разложенный этилбензол до 91% при подаче 2900 л/час. В этих условиях выход на пропущен ный этилбензол составит 31,82%, а расходный коэффициент этилбензола 1,09 т, следовательно, технологическая себестои мость снизится на 33,6 руб. Кроме того, из оставшегося коли чества этилбензола можно получить дополнительно 97 т сти рола в печном масле, то есть больше на 11 т по сравнению с предыдущими расчетами. Дополнительно выпущенное коли чество продукции повлечет за собой снижение цеховой себе стоимости с 335,5 руб. до 334,6 руб.
Приведенные расчеты показывают, что применение мате матических методов позволит значительно улучшить систему оперативного планирования.
39
4. КОНТРОЛЬ ХОДА ПРОЦЕССА С ПОМОЩЬЮ СТАТИСТИЧЕСКИХ КРИТЕРИЕВ
Выше нами описывалась методика оптимизации производ ственного процесса — нахождения комбинации значений па раметров этого процесса, оптимизирующей значение выход ной функции качества. Однако задача статистического ана лиза этим далеко не исчерпывается. Весьма важным вопро сом является разработка статистических методов контроля качества технологических процессов, особенно многопарамет рических. Главной задачей является исследование степени близости технологического процесса (особенно непрерывного, как это имеет место в подавляющем большинстве химико технологических процессов) к оптимальному режиму. Мы рас смотрим разработанный и описанный в работах [11], [15] но вый статистический критерий исследования многократных процессов и оценки близости значений факторов к оптималь ным комбинациям.
Нет нужды говорить о том, что снижение качества выход ного продукта является слишком поздним сигналом об откло нении режима технологического процесса от оптимального. Фиксировать такое отклонение и принимать необходимые опе ративные меры следует непосредственно в ходе процесса, за меряя значения параметров-факторов процесса и оценивая режим процесса в целом. Предварительно сделаем два допу щения. Мы будем считать, во-первых, что значения факторовпараметров процесса являются независимыми величинами, хотя практически между отдельными параметрами может иметь место корреляция. Во-вторых, мы примем функцию вы ходного качества Q не терпящей резких изменений в области глобального оптимума.
На наш взгляд, положительные результаты может дать применение обобщенного статистического критерия эмпири ческой энтропии, который заключается в следующем. Пусть выходная функция процесса Q(xh . . ., хп) зависит от п пара метров, а оптимальное значение Q достигается при комбина ции факторов Xi*, х2*, . . ., х п*. Приведем т замеров зна чений параметров процесса и обозначим через т г количество
таких значений |
г'-го фактора, для которых значение |
х (> х*. |
||||||
Построим |
для |
каждого |
параметра x t |
эмпирическую |
энтро |
|||
пию |
|
|
In mi |
mi |
|
|
щ |
|
|
|
|
In |
1 |
(25) |
|||
|
|
|
т |
т |
|
|
т |
|
Покажем, что если режим процесса соответствует опти |
||||||||
мальному |
(то |
есть |
систематические |
смещения значений x t |
||||
для всех факторов |
отсутствуют и значения |
x L распределены |
||||||
вокруг х*) , то |
случайная величина |
|
|
|
П |
|||
£ = 2m(«ln2— 2 ^ ; ) ПРИ |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
(=1 |
40
т ->со распределена асимптотически как %2 с п степенями сво боды.
Обозначим |
через х и запишем Н t |
в виде Ht= —х\пх— |
|||
— (1—х) In(1—х). Разложим |
полученное |
выражение в ряд |
|||
Тейлора в окрестности |
точки х = х12- |
|
|
||
— х In х — (1 — х) In (1 — jc) = |
In 2 — 2 (х — 0,5)2 + С (х — 0,5)3, |
||||
где С= 0(1). |
|
|
|
|
|
Отсюда получаем |
|
|
|
|
|
(Н; — In 2) |
|
|
С (Ш- -0,5 |
||
|
= |
£ — 0.5)“- |
|||
|
|
т |
|||
(Я;- I n 2) |
|
|
/В - _ ,0,5 |
|
|
2 от (1и 2—Hj) |
|
2 от С 1 ~ - 0 ,5 | • |
|||
|
|
V 2 V « |
|
|
Обозначим |
|
|
|
Ш‘ -0,5х |
2 |
кт = 2от (In 2 — //;), Р„ = |
| - ------- |
I и |
|
1-у |
|
7 т = - 2 о т С ( ^ - 0 )5 |
|
|
Известно [17], что |
— о /-М |
и |
Отсюда |
->0 |
при от—>°о. |
|
вер |
||
На основании |
теоремы |
Чебышева |
|
|||
[ 1 4 ] —Мут ->0 при |
||||||
от—>оо. Так как limAf^ =0, |
вер |
при от->со. |
Пользуясь |
|||
TOfO->0 |
||||||
теоремой |
о сходимости [14], |
получаем, |
что если Я |
(z)~>F(z), |
||
, , |
я (2). |
|
|
|
Pm |
|
т о Ядт _> |
|
|
|
|
|
/я—>оо
В силу локальной теоремы Муавра-Лапласа заключаем, что F(z) есть распределение квадрата нормально распреде ленной случайной величины, то есть распределение %2 с одной степенью свободы. Случайная же величина
С= 2 |
2 от (In 2 — Н {) = 2 от (n In 2 — 2 Hi) |
(26) |
i=i |
i=i |
|
41
есть сумма п квадратов асимптотически нормальных случай ных величин и, следовательно, асимптотически распределена как f с л степенями свободы. Таким образом, теорема дока зана.
Пусть п — число факторов, влияющих на выходную функ цию качества Q технологического процесса, и пусть значение каждого фактора х ь есть случайная величина, распределен
ная вокруг оптимального значения х*.Тогда случайная вели-
П
чина £= 2m(«ln2—2 Я г), где m — число наблюдений, a Ht —
1=1
эмпирическая энтропия для каждого из п факторов, при пг у с о распределена как % п 2 асимптотически.
Отметим, что этот критерий целесообразно применять в тех случаях, когда значения факторов непрерывно изменяют ся во времени и режим процесса может «плыть». К такого рода процессам относится ряд химико-технологических про цессов производства синтетического каучука, в том числе исследуемые авторами на Воронежском заводе СК, где опи сываемая выше методика широко внедрена.
На основе разработанного статистического критерия эм пирической энтропии вытекает простой способ анализа режи ма технологического процесса и степени близости его к опти мальному с помощью этого критерия. Периодически происхо дит «снятие пробы» — замер m комбинаций параметров про цесса с последующим вычислением значений £. По таблице распределения значений %п2 можно без труда определить коэффициент доверия р, соответствующий эмпирическому значению £*. Если коэффициент доверия р = Р(%2п>0) слишком мал (или, наоборот, слишком велик**), то это свидетельствует о том, что наша гипотеза относительно отсутствия смещения значений параметров процесса вокруг оптимального, вектораточки х п*) несправедлива. В этом случае необходимо отрегулировать процесс относительно «-мерной точки (х,*...
эсл*).Если же коэффициент доверия р близок к 0,5, то это сви детельствует о том, что у нас нет оснований считать гипотезу о налаженном течении процесса неверной и, следовательно, вмешиваться в течение этого процесса. Отметим, что пг должно быть не меньше 20. Для «г<20 распределение значе ний £ может существенно отклоняться от распределения х„2.
Таким образом, подводя итоги, можно сказать, что приме нение критерия эмпирической энтропии позволяет заменить контроль качества выходного продукта контролем близости
*Такие таблицы имеются во всех руководствах и справочниках по ма тематической статистике,, например в работе [14].
**Например, для р = 0,05.
42