Повний факторний експеримент. У факторних експериментах на відміну від класичних відбуваються одночасно варіювання всіма незалежними змінними

У факторних експериментах на відміну від класичних відбуваються одночасно варіювання всіма незалежними змінними. Експеримент, у результаті якого всі незалежні змінні варіюються на всіх вибраних рівнях, називається повним факторним експериментом (ПФЕ).

Кількіс ть дослідів при ПФЕ підраховується так:

де – k – кількість рівнів, n – число факторів.

Оскільки фактори різні за фізичною природою і змінюються в різних динамічних діапазонах, для подальшої формалізації процесу аналізу і незалежності одержаних результатів від зміни масштабу вхідних величин фактори попередньо кодують. Для цього використовують співвідношення:

max i сс i min

(4.1)

де - граничні значення у рівняннях незалежних змінних.

Таким чином операція кодування незалежних змінних обчислюється в перенос і центру координат в точку x _{i ср}, що називається в подальшому центром плану експерименту

У кодованій системі на основі (4.1) будуть додержуватись відповідності:

У подальшому будуть використовуватися кодовані змінні.

У разі парної залежнос ті для визначення лінії регресії достатньо провести два досліди при граничних значеннях фактора x₁, тобто план експерименту має вигляд . Якщо число вхідних величин дві – x₁і x₂, тобто реалізується двох факторний експеримент, то для побудови матриці плану повного факторного експерименту, який дозволяє оцінити коефіцієнти моделі y=a₀+a₁x₁+a₂x₂, необхідно користуватись нас тупним правилом: при додаванні нового фактора кожна комбінація рівнів вихідного плану зустрічається двічі - в сполученні з нижнім (-1) і верхнім (+1) рівнями нового фактора. Іншими словами, матриці вихідного плану (однофакторного експерименту) треба повторити двічі – при нижньому рівні (x₂=-1) і верхньому рівні (x₂=+1) доданого фактора. Виходячи з цього, правила, можна побудувати і матрицю плану і трифакторного експерименту.

У табл. 4.3 показана поетапна побудова матриці плану в міру збільшення числа факторів.

Таблиця 4.3

Якщо розглянути матрицю дво факторного експерименту, побудованого за прийнятим вище правилом, то видно, що в ній присутні всі N=2²=4 сполучення факторів

Рис. 4.1 - Розташування точок за ПФЕ 2n у факторній площині

Геометричний план такого експерименту інтерпретується точками, розташованими у вершинах квадрату.

Побудована таким чином матриця має ряд важливих якостей:

1) ортогональніс ть, що забезпечує незалежність оцінок коефіцієнтів моделі:

де j, k =1, n =- номери вектор-стовпців відповідних факторів; i – плинна точка факторного простору, в якому проводиться експеримент. Іншими словами, дану властивість можна сформулювати так: скалярний добуток вектор-стовбців матриці планування дорівнює нулю;

2) симетричність, що забезпечує незалежність вільного числа:

тобто сума елементів вектор-стовпців x_j дорівнює нулю, точки, в яких проводяться досліди, розташовані симетрично по відношенню до центру плану;

3) нормування, що забезпечує однакову дисперсію оцінки коефіцієнтів:

Остання рівність випливає із того, що кодовані фактори набувають тільки значення .

Розрахунок і статис тична оцінка коефіцієнтів рівняння регресії, одержаного на основі плану ПФЕ, засновані, як і при пасивному експерименті, на застосуванні регресійного аналізу. З огляду на те, що матриця плану має властивості ортогональності, всі розрахунки дуже спрощуються. Це зумовлено тим, коваріаційна матриця C ^-1 у виразі для визначення оцінок коефіцієнтів

виявляється діагональною, що приводить до системи незалежних оцінок коефіцієнтів рівняння регресії:

(4.2)

Кожний коефіцієнт розраховується незалежно від інших, причому загальне число коефіцієнтів не повинно перевищувати числа рівнянь, з яких вони визначались, а це число співпадає з числом рядків матриці планування, що визначається співвідношенням N =2 ⁿ. Згідно з властивістю нормування матриці плану повного факторного експерименту вираз для визначення оцінки коефіцієнта рівняння регресії при дворівневому експерименті остаточно запишеться у вигляді

(4.3)

Так, якщо відповідно до матриці плану дво факторного експерименту були одержані вихідні величини

,то оцінки коефіцієнтів при факторах запишуться так:

Отже значення одержане в результаті проведення досліду в i- й точці факторного простору (згідно з i- м рядком матриці плану), береться зі знаком, відповідним знаку рівня вимірювання j-го фактора, коефіцієнт при якому обчислюється для даного i- го рядка матриці планування. Так,

і т.д.

Таблиця 4.4

Якщо в кожній точці факторного простору дослід проводиться m раз,то

вираз (4.3) зміниться:

(4.4)

де - “середнє рядкове” значення вихідної величини об'єкта

в і-му рядку матриці плану.

Для визначення оцінки коефіцієнта a0 необхідно матрицю плану доповнити вектор-стовпчиком фіктивної змінної х0, тотожньо, рівній одиниці, як це показано в табл. 4.4.

Зважаючи на те, що вектор-стовпчик матриці плану задовольняє умові симетричності, то

Таким чином, вектор-стовпчик фіктивної змінної буде ортогональним вектор-стовпчикам незалежних змінних, тому оцінка вільного члена буде визначатися незалежно від оцінок відповідно до виразу (4.3):

Якщо модель містить лінійні парні взаємодії, факторів х_јх_k, то для визначення оцінок коефіцієнтів при них матриця плану доповнюється вектор-стовпчиком для взаємодії. Причому чергування знаків у цьому векторі-стовпчику одержують шляхом перемножування знаків вектор-стовпчика х_ј х_k.

У табл. 4.4 показана процедура визначення оцінки коефіцієнта a12 при взаємодії х₁ х₂.Отриманий таким чином вектор-стовпчик буде мати три перелічені властивості матриці планування - ортогональніс ть, симетричність і нормування. Таким чином, оцінка коефіцієнта при лінійній взаємодії знаходиться незалежно на основі того ж виразу (4.3):

Знайдені таким чином оцінки коефіцієнтів моделі показують ступінь впливу факторів і їх взаємодії на вихідну величину. Якщо перед коефіцієнтом стоїть знак плюс, то із збільшенням даного фактора вихідна величина збільшується, а якщо знак мінус, то навпаки.