Файл: Бошняк, Л. Л. Измерения при теплотехнических исследованиях.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 15.10.2024
Просмотров: 136
Скачиваний: 0
Используя, как обычно, метод наименьших квадратов для опреде ления оценок коэффициентов Ь0, Ьг, Ь2, получаем систему нормаль
ных уравнений (см. гл. XIV) |
|
|
|
|
|
|||
4 |
|
4 |
|
4 |
|
4 |
|
|
i |
*(>Pi = |
Ьо |
X qi - | - |
b l ^ j x 0 i d i |
- ) - |
Ьч |
X Q |
|
i = l |
|
i = 1 |
|
i = 1 |
|
i = l |
|
|
4 |
|
4 |
|
4 |
|
4 |
_ |
(П.4) |
5 |
a ifn = |
b0 |
% at- |
fci ^ a? + |
62 Ц a dr, |
|||
i ~ 1 |
|
/ -= 1 |
/ —1 |
|
/= 1 |
|
|
|
4 |
|
4 |
|
4 |
|
4 |
|
|
Xi 414 = b0'£i |
-b |
S |
+ |
fa X |
|
|
||
(=i |
|
(=i |
|
»=i |
|
/=i |
|
|
Отсюда видно, что все коэффициенты регрессии не могут быть опре делены независимо друг от друга. Возможное изменение порядка полинома или опускание в нем части членов должно приводить к из менениям численных значений всех остальных коэффициентов. От этого можно избавиться переходом к ортогональному плану
путем специального кодирования переменных. |
Если положить |
||
х-! = |
4а — 3 и х 2 = 2/ — 3, |
(II.5) |
|
то схема эксперимента приобретает вид: |
|
||
*0 |
|
Xz |
в |
1 |
— 1 |
— 1 |
154 |
1 |
— 1 |
+ 1 |
168 |
1 |
+ 1 |
+ 1 |
171 |
1 |
+ 1 |
— 1 |
169 |
здесь же приведены получаемые из опытов значения функции ка
чества [Г. |
Из таблицы видно, что переменные х г и х 2 взаимно ортого- |
||||
|
4 |
|
4 |
4 |
|
нальны, |
поскольку ^ |
х гх 2 = 0. Одновременно и ^ х 1 = |
2 %2 = О, |
||
|
i=\ |
|
i=i |
t=i |
|
поэтому система нормальных уравнений теперь |
имеет |
вид |
|||
|
S хо(Pi— b04 + |
b10 -j- Ь20; |
|
|
|
|
1=1 |
|
|
|
|
|
4 |
4 |
|
|
|
|
S |
— boO-f- bi |
xu 4~ b%0; |
• |
|
|
i= 1 |
i= i |
|
|
|
|
4 |
|
4 |
|
|
|
Tj |
— ftoO 4“ 6x0 4“ 62 2 X2[. |
|
|
|
|
i=1 |
|
/=1 |
|
|
37
Построение ортогонального плана приводит к тому, что оценки коэффициентов регрессии оказываются некоррелированными, ста новится возможным добавлять или опускать некоторое количество членов уравнения регрессии, значительно упрощаются вычисления оценок коэффициентов. Действительно, решая последнюю систему уравнений, получаем
i=i
4
/= 1
4
i=l
и линейное приближение уравнения поверхности отклика можно теперь представить как
= 165,5 |
-j- 4,5xх -f- 4х 2 или р = 140 |
-f- 18а -)- 81. |
Таким образом, |
варьирование переменных |
в четырех опытах |
на двух кодовых уровнях +1 и —1 позволило получить оценки коэф фициентов независимо друг от друга по весьма простым формулам. Коэффициенты здесь определены с дисперсией a 2 jb0} = о2 {Ьг\ = = с 2 \ Ь2\ = а 2 {Р]/4.
При традиционном подходе к той же задаче коэффициенты можно было бы получить минимум из трех опытов: в первом опыте обе пере менные фиксируются, например, на нижнем уровне; во втором опыте на новый (верхний) уровень переводится только а; в третьем опыте —
только I. Каждый из коэффициентов при этом может быть определен по двум точкам с дисперсией, равной о2 \ Ь0] = о2 \ ЬХ\ = а2 {Ь2\ = = о2 {|3}/2. Следовательно, чтобы получить результаты с одинаковой точностью, при классическом плане нужно поставить шесть опытов вместо четырех при факторном планировании.
Эффективность факторных экспериментов увеличивается с уве личением числа независимых переменных, включаемых в программу исследований. Не следует однако думать, что во всех случаях дело обстоит так же просто, как в рассматриваемом элементарном при мере. Здесь ортогональность плана позволяет сразу отбрасывать пе ременные, коэффициенты при которых оказываются незначительными. В данном частном случае этот план оказывается одновременно и ро татабельным, т. е. таким, что дисперсия а 2 {|3} не меняется при вра-
38
щении координатных осей. В более сложных случаях эти свойства плана могут оказаться несовместимыми и в зависимости от практиче ских требований будет отдано предпочтение тому или иному типу плана.
Для планирования сложных экспериментов очень важно четко определить критерий оптимальности плана. В специальных работах по планированию экспериментов предложено большое количество различных критериев оптимальности. В настоящее время наиболее развита теория построения D-оптимальных и G-оптимальных планов
[93].
Рис. 6. Контуры равных откликов на поверхности отклика
При обработке измерений методом наименьших квадратов в слу чае, когда регрессионная функция линейна относительно неизвест ных параметров, как уже говорилось, эффективные оценки этих параметров находятся совместно. D -оптимальный план миними зирует объем эллипсоида рассеяния оценок параметров в заданной области пространства параметров. План называется G-оптималь ным, если он обеспечивает наименьшую по всем планам максимальную величину дисперсии функции качества в области планирования.
Продолжим рассмотрение примера. Чтобы определить оптималь
ные значения а и I, можно использовать идеи методов математиче ского поиска. Следующую серию опытов надо провести в области со четания переменных, дающих большее значение функции качества, чем в первой серии. Применим метод «крутого восхождения». Ис
пользуя найденное выше уравнение плоскости р = |
165,5 + 4,5*! + |
+ 4хг, построим линии равных откликов. При |
произвольных |
39
значениях р (например, 150, |
160, 170, |
180), задаваясь |
х г равным |
|||||
+ 1 и —1, определим х 2 (рис. |
6): |
|
|
|
|
|||
е |
|
150 |
|
160 |
|
170 |
180 |
|
Х1 |
+ 1 |
--1 |
-1-1 |
—1 |
+ 1 —1 |
Н" 1 —1 |
||
X2 |
—5 |
- '-2,75 |
—2,5 |
—0,25 |
0 |
2,25 |
2,5 |
4,75 |
Уравнение линий равных откликов имеет вид
*2 = - j ( y — 165,5 — 4,5х,),
и их угловой коэффициент равен —4,5/4. Двигаясь в направлении, перпендикулярном этим контурам, можно ожидать появления боль ших значений отклика.
Чтобы принять решение о возможном наборе переменных для по следующего эксперимента, определим направление нормали к кон
|
турам, |
проходящей через |
||
|
точку (0, 0). Уравнением |
|||
|
этой нормали |
является |
||
|
х2-—0 — |
(хх |
0); |
|
|
|
8 |
|
|
|
|
Х Ч--- g |
Х 1 |
|
|
(см. стрелку на рис4. 6). |
|||
|
Этот метод не |
показывает, |
||
|
насколько нужно |
продви |
||
|
гаться в данном направле |
|||
Рис. 7. Второй шаг в плане факторного экспе нии, поэтому |
при |
опреде |
||
римента |
лении нового центра плана |
|||
|
эксперимента следует при |
|||
влечь дополнительные физические соображения. |
|
|
|
|
В рассматриваемом случае известно, что оптимум принципиально |
||||
не может достигаться при а > 1, |
следовательно, |
а ц следует выбрать |
||
в интервале 0,75—1,0, например |
в его середине. |
Тогда следующий |
факторный эксперимент можно планировать вокруг точки с коорди натами х х = 1/2, л:2 = 4/9, что получается при пересчете по формулам кодирования переменных (II.5). Теперь эксперимент ставится в точ ках а, Ь, с, d (рис. 7), и после анализа снова выбирается направление крутого восхождения. Эта процедура продолжается до тех пор, пока не достигается оптимум.
Рассмотренный план позволяет определить направление после дующих экспериментов, но из-за малого числа степеней свободы не
40
дает хорошей оценки для ошибки эксперимента, позволяющей про верить значимость оценок коэффициентов, и, кроме того, здесь отсут ствует какая-либо возможность проверить адекватность принятой плоской модели. Одним из способов улучшения этого плана является
выбор двух или более точек в центре плана (ац, /ц). Повторение экс перимента в той же точке дает оценку ошибки эксперимента, а сред нее значение откликов в центральной точке — возможность проверить гипотезу линейного приближения.
При большем числе факторов модель поверхности отклика ста новится более сложной, однако, найдено несколько полезных планов для оценки коэффициентов этих поверхностей [89], [93].
Наглядное сравнение движения |
|
|
|
|
|
|
||||
к оптимуму традиционным путем и |
|
|
|
|
|
|
||||
методом крутого восхождения дает |
|
|
|
|
|
|
||||
иллюстрация, заимствованная из ра |
|
|
|
|
|
|
||||
боты [160]. На рис. 8 |
сплошной |
|
|
|
|
|
|
|||
линией указано направление дви |
|
|
|
|
|
|
||||
жения по градиенту, а |
путь при |
|
|
|
|
|
|
|||
очередном варьировании то одной, |
|
|
|
|
|
|
||||
то другой переменной |
изображен |
|
|
|
|
|
|
|||
штриховыми |
линиями. |
Вначале |
|
|
|
|
|
|
||
фиксируется переменная лц, и из |
|
|
|
|
|
|
||||
точки О происходит движение до тех |
Рис. |
8. Движение по поверхности |
отклика |
|||||||
пор, пока не |
достигается точка Р, |
|||||||||
где прекращается прирост функции |
методами крутого восхождения и традицион |
|||||||||
качества Г1ц. В точке |
Р |
фикси |
|
|
ного однофакторного эксперимента |
|||||
руется переменная х 2, и начинается |
|
|
где снова |
прекращается |
прирост Пц. |
|||||
движение в направлении х г |
до |
точки Q, |
||||||||
В этой точке снова фиксируется |
х 1у |
и |
начинается |
движение по переменной х 2. |
||||||
Происходит |
блуждание |
по |
лабиринту, |
и |
лабиринт |
тем сложнее, |
чем |
больше |
||
число независимых переменных. |
|
|
|
|
|
|
|
Метод линейного приближения не позволяет описать поверхность отклика в широком интервале варьирования независимых перемен ных, поэтому оптимизация объектов производится путем «шагового» описания поверхности отклика. Вначале ставится небольшая серия опытов для описания исходного участка поверхности отклика поли номом первой степени, далее движением в направлении градиента опыты переносятся в новую область поверхности, и такой шаговый процесс продолжается до тех пор, пока не определится «почти ста ционарная область», где линейное приближение оказывается не достаточным; здесь ставится большая серия опытов и поверхность отклика описывается полиномом второго, а иногда и третьего порядка. Таким путем достигается высокая концентрация опытов в той части поверхности отклика, которая содержит искомый оптимум.
В настоящее время имеется достаточно технической литературы, посвященной методам планирования экспериментов (см. библио графию в книгах [89] и [133]), что позволяет подбирать подходящие планы при решении новых технических задач.
41