книги / Методы планирования экспериментов в области резания металлов и математической обработки результатов
..pdfб) Факторный эксперимент типа Зл
Если экспериментатор имеет три фактора, каждый из которых может устанавливаться на трех уровнях, т. е. рассматривается факторный эксперимент типа 3X3X3 = 27, то имеется несколько путей разбиения эффектов факторов А, В и С и соответствующих взаимодействий. Модель для полностью рандомизи рованного плана такова [1]:
^ 4jk = Р* ~Ь Л'1 |
Н“ ЛВц -j- |
Ck -f- ACtk-f- BCjk-f- |
|
АВС-ф -(- Sjjk |
(62) |
где i, j, k = 1, 2, 3.
Здесь получается 27 комбинаций условий, кото рые можно представить в таблице 66. Составим для эксперимента типа З3 следующую простую задачу. Допустим, что необходимо исследовать силу резания при одновременном изменении скорости резания, по дачи и глубины резания. Обозначая соответственно уровни для всех переменных:
нижний уровень —О основной уровень —Г верхний уровень —2,
комбинации условий можно представить для дальней шего анализа в более удобном виде. Отметим, что тройные взаимодействия (допустим, 175^) бывают труд но объяснимыми. Однако довольно часто эти взаимо действия с восемью степенями свободы можно исполь зовать в качестве члена ошибки для проверки основ ных эффектов V S, f и парных взаимодействий.
|
|
|
|
|
|
|
|
Та б ли ц а |
66 |
||
Фактор V |
Фактор S |
|
|
|
Ф а к Т о р |
t |
|
|
|||
|
0 |
|
|
|
1 |
|
|
2 |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
|
1 |
0 |
0 |
2 |
0 |
0 |
1 |
0 |
0 |
1 |
|
1 |
0 |
1 |
2 |
0 |
1 |
|
|
2 |
0 |
0 |
2 |
|
1 |
0 |
2 |
2 |
0 |
2 |
1 |
0 |
0 |
1 |
0 |
|
1 |
1 |
0 |
2 |
1 |
0 |
1 |
0 |
1 1 |
|
1 1 1 |
2 |
I 1 |
|||||
|
2 |
0 |
I |
2 |
|
1 |
1 |
2 |
2 |
1 |
2 |
|
0 |
0 |
2 |
0 |
|
л |
2 |
0 |
2 |
2 |
0 |
2 |
|
1 |
|||||||||
1 |
0 |
2 1 |
j 1 2 1 |
2 2 |
1 |
||||||
|
2 |
0 |
2 |
2 |
1 |
1 |
2 |
2 |
2 |
2 |
2 |
Анализ факторного эксперимента типа За для ли нейных и квадратических эффектов можно предста вить в таблице 67.
Учитывая тот факт, что для буквы V допускается наличие единственного показателя степени 1, полу
чим, |
что |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
С7 |
||
Источник |
Число степе- |
Источник |
|
Число степе |
||||
изменчивости |
ней свободы |
изменчивости |
ней свободы |
|||||
V'i |
у . |
2 |
1 |
Stik |
|
4 |
1 |
|
|
|
■Ял ^1 |
|
|
||||
Si |
vn |
2 |
1 |
•Ял ^кп |
|
|
1 |
|
s., |
1 |
S*B til |
|
|
1 |
|||
|
|
•SKI) ^KII |
|
8 |
I |
|||
Vi Si. |
SKB |
4 |
1 |
V5/iik |
|
1 |
||
va |
|
|
|
|
||||
I |
v* S JI tKи |
|
I |
|||||
|
Va S KD |
|
1 |
VJI S l(n tjj |
|
1 |
||
|
^KB S JI |
|
1 |
Ул 5|(D^KB |
|
1 |
||
|
VKBSKB |
|
1 |
УKD5Лtji |
|
1 |
||
h |
^.1 |
-2 |
1 |
Укв 5Л^KU |
|
1 |
||
|
|
УKB5кв t-\ |
|
1 |
||||
V*ik |
AiB |
4 |
1 |
УKB5 KB ttco |
|
|
||
|
1 |
|
|
|
|
|||
V* t„ |
|
С у м м а |
|
|
26 |
|||
|
|
|
|
|||||
|
AcB |
|
1 |
|
|
|
|
|
|
V|<u t.1 |
|
1 |
|
|
|
|
|
|
^KB ^KB |
|
1 |
|
|
|
|
|
или |
V2St =(V2S-t)2 |
—l/4S2 t2= VS2t‘2 (по |
модулю 3) |
|||||
V2St2 |
V2St2)2 |
=V*S2P=zVS2t |
(по |
модулю 3) |
||||
|
||||||||
или |
V2S31=(K 2S21)2= t/4S4t2= V St2 |
(по |
модулю 3) |
|||||
|
||||||||
или |
V2S2 t2= (V2S2 t2)2= V4S* t*=VSt |
(по |
модулю 3). |
|||||
|
||||||||
Таким образом, можно VSt взаимодействия раз |
||||||||
бить не только с восемью степенями |
свободы, |
но и |
разбить на четыре компоненты с двумя степенями сво боды в каждой.
В таблице 68 можно представить такое разбие ние вместо того, что показано в таблице 67.
Источник изменчивости Число степеней свободы
m ik |
|
8 |
5Л*л ( VSt) |
I |
|
v „ s „ t m i v s p ) |
1 |
|
VJI SKUtA( VS21) |
1 |
|
Vji *^кв |
/“) |
I |
Укз 5ЛtA |
St) |
1 |
5Л |
( V2 St2) |
1 |
l^KU<^КИ |
S3 /) |
1 |
VM Sw tm (V*S*P) |
1 |
|
VSti jk |
|
8 |
^Л tjI |
|
2 |
УЛБЛ/ни |
|
2 |
|
|
2 |
1'л 5|СВ /«П |
2 |
Приведенный здесь анализ ничем не отличается от анализа, приведенного выше, в данном параграфе. Поэтому нет необходимости останавливаться на рас четах; Однако отметим, что схему разбиения всегда необходимо точно определять, так как от нее зависит дальнейшая работа, т. е. дисперсионный анализ.
Г л а в а VI
МЕТОДЫ СОКРАЩЕНИЯ КОЛИЧЕСТВА ЭКСПЕРИМЕНТОВ
§1. Понятие о смешивании
А.Системы со смешиванием
Б.Смешивание межблоковых эффектов с репликами
При планировании экспериментов в ряде случаев быв&ёт невозможным полностью рандомизировать по рядок эксперимента. Как показано в третьей главе, на-рандомизацию часто налагаются ограничения. При определенных условиях эти ограничения приводят к планам с расщепленными делянками, где основной эффект смешивается с межблоковым эффектом. В ря-
123
и |
1 |
подача, мм/оЬ |
Фиг. 15.
де случаев ограничения становятся необходимостью вследствие невозможности провести факторный экспе римент за одни'день, за одно время и т. д.
Вообще, если на эксперимент налагаются такие ограничения, в первую очередь надо решать вопрос о том, какой информацией можно пожертвовать и, в связи с этим, какие эффекты следует смешивать.
Приведем пример. Допустим, что имеем дело с факторным экспериментом типа 2“ (т. е. два фактора на двух уровнях), причем один фактор—эта подача, а другим фактором является глубина резания. Полу чается четыре комбинации условий (фиг. 15.).
Здесь точка (1) является нижним уровнем как для подачи, так и глубины резания. Верхними уров нями считаются точки а и b соответственно для по дачи и глубины резания. Точка ab является верхним для обоих параметров. Разумно считать, что невоз можно провести эксперимент соответственно двумя значениями подачи и глубины резания одновременно. Из этого следует, что на этот факторный экспери мент налагаются ограничения. Теперь необходимо ре шить, какие комбинации условий должны быть, взяты при первом опыте.
Для этого составляется таблица 69, где представ лены три возможных варианта для каждого опыта.
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
69 |
№ опыта |
|
В а р и а п т ы — б л О к и |
|
|||
Г |
|
|
II |
Ш |
|
|
|
|
|
|
|||
I |
0 ) , |
Ь |
( 1 ). |
^ |
( 1). |
ah |
ГГ |
а, |
ah |
0, |
ah |
а, |
Ь |
|
|
|
|
*■ |
|
|
С целью составления плана эксперимента, в кото ром число условий испытаний, объединяемых в блок, меньше общего числа комбинаций условий, экспери ментатор в первую очередь должен решить, какие эффекты должен смешивать. Если, как в данном при мере, в эксперименте имеется лишь одно взаимо действие и экспериментатор решает, что он может смешать это взаимодействие с межблоковым эффек том, то придется лишь определить, какие комбинации условий поместить в каждый блок [1].
Можно привести один из способов решения этой задачи: помещать в один блок условий испытаний, имеющих в* выражении для смешиваемого эффекта
AB = ~Y [(Г) —a—b-[-ab] знак плюс, а в другой блок—
условий испытаний, имеющих знак |
минус, т. е. |
I блок |
II блок |
(1) |
я. |
ab |
b |
В случае, если число блоков и число условий испытаний увеличивается, необходимо в первую оче редь устанавливать определенный контраст. Послед ний показывает, какие эффекты должны смешиваться с межблоковым эффектом. Для того чтобы в данном примере смешать взаимодействие АВ, записывается АВ как определяющий контраст. После того, как та кой контраст установлен, нужно определить, какие комбинации условий помещать в каждый блок. Для этого существует несколько методов. Один из мето
дов показан выше. Другой метод рассматривает каж дую комбинацию условий'. Тё комбинации, которые имеют четное число символов ((1), ab), общих с сим волами определяющего контраста, входят в один блок. Комбинации, имеющие нечетное число символов (а,
b), наоборот, входят в другой блок. Так как |
в дан |
||
ном случае (1) не имеет |
общих |
символов с |
АВ, то |
получается нуль (четное |
число). |
У символа |
а одна |
общая буква с АВ- (а и А)-, т. е. |
получается |
нечет |
ное число. Буква b также имеет одну общую букву с АВ, a ab—две общие б.уквы с АВ. Эти два метода имеют недостаток:, они пригодны лишь для фактор ных экспериментов типа 2П.
Кемпторн [1] предложил более общий метод. Он рассматривает следующее линейное выражение:
Aj^Xi-}- А2Х 2-{- А3Х Э-f-...+ АпХ п = L, |
(63) |
Здесь + —показатель степени i-ro фактора в каж |
|
дом независимом определяющем контрасте, |
уро |
вень f-го фактора в данной комбинации условий. Все комбинации условий, имеющие одинаковые значения В, будут помещены в один и тот же блок.
Для нашего примера (факторный эксперимент 22) определяющим контрастом является АВ, а Аг — \,
А2= \ . Таким образом |
|
+ |
Х г+ \ . X v |
Данное уравнение получается, если Х — АВ лога |
|
рифмировать: |
|
\g K = \g A + \g B |
или Ь -^Х ъ + Х » |
где L — \gK, \g A = X lt lgВ = Х 2.
Следовательно, для каждой комбинации условий имеем следующие значения L:L = X ir\-Х 2
(1)= 0 + 0 = 0
а = 1 4 -0 = 1
£,= 0 + 1 = 1
£2 6 = 1 + 1 = 2 .
Здесь. 0 и 2 рассматриваются как 0, так как в факторном эксперименте типа 2" модуль равен 2.
126
Распределение комбинаций условий но блокам
имеет вид: |
|
L = 0 — (1), |
ab Б л о к I (основной блок) |
L — \ — а, b |
Блок И |
Выражение L для более сложного определяющего контраста, например, такого, как АВС-, имеет вид (!gK «lgA i-lgB4-2lgC) [I]:
L=*X1 + X s + 2Xi, |
(64) |
где lg/( = I , lg А = A'j, \gB = X s, lgC = X Jf l, A = l, A, = 2.
Блок, который содержит комбинацию условий (I), называется основным. Комбинаций условий, входя щие в этот блок, являются элементами группы, над которыми производится умножение по модулю 2. Эле менты другого блока можно образовать путем умно жения одного из элементов нового блока на каждый элемент основного блока. Взаимно перемножая эле менты основного блока, снова получаем элементы, входящие в основной блок [I]. Покажем это на при мере факторного, эксперимента типа 23. В этом экспе рименте определяющим контрастом является взаимо действие АВС, где
L ^ X i + Xs + X» |
(65) |
Условиями испытаний являются
L = |
A'j + уХ2+ АГа |
(по модулю 2). |
(1)—0 + 0 + 0 = > 0 |
|
|
а = |
1 + 0 + 0=>1 |
|
b = 0 —|—1 -f- о 1 |
|
|
|
+ 1 + 0 = > 2 |
|
c = 0 + 0 - f 1=>1
йс — \ —}—О —f—1 s= 2=> О
6с = 0 + 1 + 1 = 2 = > 0 аЬс= 1 -f 1 - f 1 = 3 = > 1.
Отсюда (смотри таблицу 70):
Т а б л и ц а 70
Б л о к |
I |
(при L = |
0) |
0) ah
ас
Ъс
Б л о к |
II |
(при 1 = |
1) |
а
Ъ
с
abc
Теория групп позволяет упростить эту операцию. Так, например, зная два элемента основного блока ab и ас, можно получить четвертый элемент следую щим образом:
ab-ac — a2bc. = bc (по модулю 2).
Таким образом можно и получить блок И, если известен хотя бы один элемент этого блока. Напри мер, если известно а, то, умножив этот элемент на каждый элемент основного блока', получим все эле менты второго блока:
п-(1) “ а
a-ab — a2b= b
(по модулю 2)
а-ас =; а2 с — с
a>bc= abc.
Когда эксперимент ограничен таким образом, что все условия испытаний не могут появиться в одном блоке, обычно какое-либо взаимодействие смешивает ся с межблоковым эффектом. Необходимо разделять следующие понятия [1]:
а) полное смешивание б) частичное смешивание.
При полном смешивании, когда рассматривается факторный эксперимент т*ипа 23, в котором за один день можно провести лишь опыты с четырьмя ком бинациями условий, получаем факторный эксперимент типа 23, разбитый на два неполных блока по четыре комбинации условий в каждом. Взаимодействие са мого высокого порядка АВС можно смешивать сле дующим образом:
Б л о к I |
Б л о к И |
|
(1) |
а |
|
Ь |
||
ab |
||
ас |
с |
|
Ьс |
abc |
Если полный эксперимент можно повторить, на пример, в три раза, то получаем следующий план эксперимента (смотри таблицу 71).
Как видно, схема смешивания одинакова для всех трех реплик, однако внутри каждого блока порядок проведения эксперимента рандомизирован. Кроме то го, в каждом повторении выбор первого блока про изводится случайным образом.
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
71 |
|
Повторение или |
Повторение или |
Повторение или |
||||
реплика |
I |
реплика |
II |
реплика |
III |
|
блок I |
блок II |
блок I |
блок II |
блок I |
блок II |
|
ас |
а |
с |
0 ) |
ab |
|
с |
(1) |
с |
abc |
ас |
О) |
|
Ь |
ab |
abc |
b |
Ьс |
ас |
|
abc |
Ьс |
Ъ |
а |
ab |
Ьс |
|
а |
В вышерассмотренном примере нас могут инте ресовать некоторые критерии для проверки взаимо действия ЛВС. Эти критерии можно найти путем смешивания в некоторой реплике вместо АВС какоголибо другого взаимодействия. Здесь можно исполь зовать четыре реплики и в первой из них смешать взаимодействие АВС, во второй—взаимодействие АВ, в третьей—взаимодействие ЛС, а в четвертой—ВС (сущность частичного смешивания). Таким образом, эти четыре реплики дадут полную информацию отно сительно факторов А, В и С и лишь три четверти информации относительно АВ, АС, ВС и ЛВС, по скольку можем вычислить несмешиваемое взаимодей ствие, например АВ, лишь в трех из четвертых реп лик. Такое смешивание называется частичным сме шиванием.
Для взаимодействия АВС—ь 1= Х 1-\-Х2+Хя |
(66) |
||
Для взаимодействия АВ |
—Ь.,=Х1-\-Х2 |
|
|
Для взаимодействия АС |
—Вл—Х г-\-Хл |
|
|
Для взаимодействия ВС —L4=Ar2-f-A'3. |
|
|
|
Составим реплики для этих взаимодействий |
при |
||
следующих комбинаций условий: (1), a, b, |
ab, с, ас, |
||
be, abc. |
|
|
|
Для АВС |
|
|
|
1г= Х г+ Х ,+ Х л |
|
|
|
< 1)= 0 Ч -0 1-0 = 0 |
|
|
|
а =1+0.+0=1 |
|
|
|
b = 0 - f l - f 0 = l |
Р е п л и к а I |
|
|
ab = 1 4 -1 + 0 = 2 = > 0 |
Блок I |
Блок |
II |
с =0 f 0 + 1 = 1 |
(i) |
a |
|
ас — l - j - 0 f I = 2 = > 0 |
ab |
b |
|
г>с=0+1 + 1=2=^0 |
ac |
c |
|
а Ь с = \ - \ - \ - \ - l = 3=s> 1 |
be |
abc |
|
Д ля A B |
|
|
|
L2= X i+ ^ 2 |
|
|
|
(l)= 0+ 0= 0 |
|
|
|
a = l+ 0 = l |
|
|
|
6 = O f 1 = 1 |
Р е п л и к а II |
|
|
ab=l-fl= 2 = > 0 |
Блок I |
Блок |
II |
£’=0-f0=0 |
(1) |
a |
|
ac—1+0=1 |
ab |
b |
|
6c=0+l = l |
c |
ac |
|
abc—1 + 1=2=>0 |
abc |
be |
|