Главное меню
Главная О сайте Добавить материалы на сайт Поиск по сайту Карта книг Карта сайта
Книги
Аналитическая химия Ароматерапия Биотехнология Биохимия Высокомолекулярная химия Геохимия Гидрохимия Древесина и продукты ее переработки Другое Журналы История химии Каталитическая химия Квантовая химия Лабораторная техника Лекарственные средства Металлургия Молекулярная химия Неорганическая химия Органическая химия Органические синтезы Парфюмерия Пищевые производства Промышленные производства Резиновое и каучуковое производство Синтез органики Справочники Токсикология Фармацевтика Физическая химия Химия материалов Хроматография Экологическая химия Эксперементальная химия Электрохимия Энергетическая химия
Новые книги
Сидельковская Ф.П. "Химия N-вннилпирролидона и его полимеров" ()

Сеидов Н.М. "Новые синтетические каучуки на основе этилена и олефинов" (Высокомолекулярная химия)

Райт П. "Полиуретановые эластомеры" (Высокомолекулярная химия)

Попова Л.А. "Производство карбамидного утеплителя заливочного типа" (Высокомолекулярная химия)

Поляков А.В "Полиэтилен высокого давления. Научно-технические основы промышленного синтеза" (Высокомолекулярная химия)
Книги по химии
booksonchemistry.com -> Добавить материалы на сайт -> Эксперементальная химия -> Ахназарова С.Л. -> "Методы оптимизации эксперемента в химической технологии" -> 36

Методы оптимизации эксперемента в химической технологии - Ахназарова С.Л.

Ахназарова С.Л., Кафаров В.В. Методы оптимизации эксперемента в химической технологии — М.: Высшая школа, 1985. — 166 c.
Скачать (прямая ссылка): metodioptimizaciieksperimenta1985.djvu
Предыдущая << 1 .. 30 31 32 33 34 35 < 36 > 37 38 39 40 41 42 .. 116 >> Следующая

Q = 70,5; С2= 135,7; С3= 116,9; Cd = 43,3;
2) сумму квадратов всех наблюдений
4 4
SS, = 2 2 y]j= 13,22 + 2,74- ••• +55,22 = 14505,14;
/=1 /=1
3) сумму квадратов итогов по строкам, деленную на число наблюдений в строке,
ss2 = 1li (72,22 + 52,02 + 95,12 + 147,12) = 9649,82;
4) сумму квадратов итогов по столбцам, деленную на число наблюдений в столбце,
SS3 = i/4(51,52 + 32,92 + 157,02 + 1252) = 11002,16;
5) сумму квадратов итогов по латинским буквам, деленную на число наблюдений, соответствующих каждой букве,
SSi = 1/i (70,52 + 135,72 + 116,92 + 43,32) = 9731,31;
100
6) корректирующий член SSs — квадрат общего итога, деленный на число всех наблюдений:
SSb = (72,2+ 52,0 + 95,1 + 147Л)2 - —— (51,5 + 32,9+ 157+ 125)2 = 4-4 4-4
= —(70,5 + 135,7+ 116,9+ 43,3)2 = 8390,56;
4 • 4
7) сумму квадратов для строки
SS^ = SS2 — SS5 = 9649,82 — 8390,56 = 1259,26;
8) сумму квадратов для столбца
SSB = SS3 — SS6 = 11002,16 —8390,56= 2611,60;
9) сумму квадратов для латинской буквы
SSC = SS4 — SS6 = 9731,31 — 8390,56 = 1340,75;
10) общую сумму квадратов
SSo6ik = ssi - ssb = 14505,14 — 8390,56 — 6114,58;
11) остаточную сумму квадратов
SSocr = SSo6ia — SSA —SSB—SSC = 6114,58— 1259,26 —
— 2611,60 — 1340,75 = 902,97,
12) дисперсию sjj
s\ = SS^ / 3 = 1259,26/3 = 419,75;
13) дисперсию jjj
.s| = 2611,60/3 = 870;
14) дисперсию ^
.,2C = 1340,75/3= 446,92;
15) дисперсию
.^ш = 902,97/6= 150,5.
Результаты расчета сведены в таблицу дисперсионного анализа.
Источник дисперсия Число степеней свободы Сумма квадратов Средний квадрат
А 3 1259,28 419,75
В 3 2611,60 870
С 3 1340,75 446,92
Ошибка 6 902,97 150,5
Общая сумма 15 6114,58
Значимость влияния факторов А, В и С проверяется по критерию Фишера. Дисперсионное отношение для эффекта А
р=Л/*1ш = 419,75/150,5 = 2,64;
для эффекта В
F=s2Blslm = 870/150,5 = 5,62;
101
для эффекта С
F = 4/ ^ош = 446,92/150,5= 2,88.
Табличное значение критерия Фишера для уровня значимости р — 0,05 и чисел степеней свободы сравниваемых дисперсий f\ — 3 и/з — 6 Fo,9s(3,6) — 4,8.
Сравнение полученных дисперсионных отношений с табличным значением критерия Фишера показывает, что влияние факторов А и С следует признать незначимым. Значимо влияет на процесс только фактор В, так как
F =SB / ‘' ош > ^табл-
Проранжируем эффекты фактора В на разных уровнях при помощи множественного рангового критерия Дункана (см. гл. II, 14). Средние значения выхода полимера для различных типов растворителя:
Тип растворителя b\ h Ьз Ы
У...... 12,87 8,24 39,25 31,25
Расположим средние в порядке возрастания:
tn Ь\ Ы Ьз
yi — 8,24 Ъ -'12,87 ул -31,25 уз-39,25
Дисперсия воспроизводимости ^ —150,5 с числом степеней свободы /—6 (см. табл. нас. 101).
Определим нормированную ошибку среднего:
s~=y 150,5/4 = 6,13. у
Выпишем из табл. 7 приложения значимые ранги для р — 0,05 и/—6:
Ранги, г ... . 3,46 3,58 3,64 rX sv..... 21,4 21,9 22,3
Определив разницу между средними, оценим значимость различия между растворителями:
у3-у, = 39,25 — 8,24 = 31,01 > 22,3 — различие значимо ~Уа — iTi = 39,25 — 12,87 = 26,38 > 21,9 — различие значимо Из — У4 = 39,25— 31,25 = 8,00 < 21,4 — различие незначимо ^4 — 1/2 = 31,25 — 8,24 = 23,01 > 21,9 — различие значимо
— ул = 31,25 — 12,87 = 18,38 < 21,4 — различие незначимо у1 — у2 = 12,87 — 8,24 = 4,63 < 21,4 — различие незначимо
Приведенный дисперсионный анализ справедлив в условиях линейной модели. Однако, не имея параллельных (повторных) наблюдений, нельзя проверить адекватность принятой линейной модели. Если в каждой ячейке латинского квадрата проделать одинаковое число параллельных опытов, это позволит оценить значимость взаимодействий между факторами. При этом наличие параллельных наблюдений используется только для оценки ошибки опыта. Если эффекты взаимодействия незначимы (линейная модель), то остаточная дисперсия незначимо отличается от
102
дисперсии случайности, обусловленной ошибкой опыта. При этом значимость линейных эффектов может быть легко проверена. Если же линейная модель неадекватна и существуют взаимодействия между факторами, невозможно оценить значимость линейных эффектов, так как все они смешаны с эффектами взаимодействия. В этом случае плодотворным может оказаться выдвижение дополнительных гипотез о незначимости некоторых взаимодействий.
Планирование эксперимента по латинскому квадрату позволяет ввести в исследование три фактора. Для четырех факторов хорошими свойствами обладает план эксперимента по схеме греко-латинского квадрата. Задача состоит в том, чтобы к трем исследуемым факторам, не меняя общего числа опытов л , добавить четвертый фактор D. Это удастся сделать, если найти такое расположение уровней факторов Си/), при котором в каждой строке и в каждом столбце имеются все л уровней фактора С и все л уровней фактора D и в то же время никакие два уровня факторов С и О не встречаются во всей таблице больше одного раза. Расположение такого типа называется латинским квадратом второго порядка, который получается комбинацией двух ортогональных латинских квадратов.
Предыдущая << 1 .. 30 31 32 33 34 35 < 36 > 37 38 39 40 41 42 .. 116 >> Следующая

Авторские права © 2011 BooksOnChemistry. Все права защищены.
Реклама