книги / Методы планирования экспериментов в области резания металлов и математической обработки результатов
..pdfВ этом случае возможно, что, например, марка С ни когда не испытывается на станке II, .марка А — на станке IV, и т. д.
Получается, что случайная ошибка может ока заться не ошибкой эксперимента, а включать в себя различие между станками. Таким образом, несмотря на то, что полностью рандомизированный план усред няет эффекты, зависящие от станков, однако он не устраняет влияния разницы между станками.
Теперь можно на одном примере характеризовать в более простой форме сущность полностью рандоми зированного блочного планирования. План, в котором выполняется требование, чтобы каждая марка один раз испытывалась на каждом станке, называется пол ностью рандомизированным блочным планированием (табл'. 23).
Т а б л и ц а 23
Станок
Распределение марок
(в скобках указаны величины размер ных износов в мк)
I |
II |
III |
IV |
#(62) |
D (65) |
А (75) |
С (55) |
С (65) |
С(65) |
5(70) |
D (55) |
А (70) |
5(62) |
D (65) |
5(52) |
Л (75) |
А (62) |
С (60) |
А (75) |
В этом плане лучше провести сравнение между марками; при этом обеспечивается более однород ная среда для испытания четырех марок режущих пластин.
Приведенные в табл. 23 группировки, сделанные ради однородности, называются блоками, и рандоми
зация |
производится внутри |
блоков. |
|
планиро |
||||
Модель |
рандомизированного |
блочного |
||||||
вания |
имеет |
вид [1]. |
|
|
|
|
|
|
|
|
Х ц = l-1 + |
- |
f |
- |
7 |
j |
(35) |
где Tj — марка режущих пластин, fij —межблоковый эффект.
Анализ данной модели является двухфакторным дисперсионным, так как можно выделить межблоковый эффект и интересующий нас фактор—марка резцов.
Для конкретизации допустим,’Что резцы-с •вытёприведенными марками режущих пластин имеют такую величину размерного износа, как показано в таблм* це 23. Вычитывая 65 из Всех отсчетов, можно йолу> чить данные, приведенные в таблице 24.
Марка пластин резцов
Станки
|
А |
В |
С |
D |
Г |
5 |
- 3 |
0 |
10; |
ГГ |
- 3 |
- 3 |
0 . |
0 |
ГГГ |
10 |
5 |
- 5 |
0 |
ГУ |
10 - 1 3 |
- 1 0 |
- 1 0 |
|
Т -j |
22 |
- 1 4 |
- 1 5 |
0 |
|
234 |
212 |
125 |
200 |
i=*1
Т а б л и ц а' 24-
т *
• • •: гг• s i
12
—6
10 - 2 3
♦ II |
-3 |
• |
|
|
i |
1 |
1 |
4 4
S S ^ i j = 771
Здесь общая сумма квадратов подсчитывается, как в главе III:
5 5 ^ = 2 |
— ^ = 7 7 1 - 3 , 1 = 7 6 7 , 9 . |
у=1 »-1
Сумма квадратов для марок подсчитывается, как обычно:
s s t = 2 И х 1 ^ = ™ . _ ± ^ = 2 2 3 ,1 .
У-1 |
п |
N |
|
16 |
|
|
|
|
|
|
|
||
Сумма квадратов для станков равна: |
||||||
SS. |
|
|
Т 2.. |
19 |
9 ,1. |
|
/-1 |
п |
N |
||||
|
|
|
Сумма квадратов для ошибки подсчитывается:
S 5 OUI= S S O6IU- 5 5 T - S 5 D= .7 6 7 ;9 - 2 2 3 - 1 - 1 9 9 ,1 = 3 4 5 ,7 .
Результаты дисперсионного анализа для полностью рандомизированного блочного планирования при изу чении марок пластин резцов представлены в табл. 25.
62
Источник |
Число |
Сумма |
Средний |
Математическое |
изменчи |
степенен |
квад |
квадрат |
ожидание сред |
вости |
свободы |
ратов |
них квадратов |
|
Марки (7) |
г - 1=3 |
223,1 |
74,4 |
се2 -!- 435т |
Станки (В) |
/ - 1 = 3 |
199,1 |
66,4 |
Се2 + 42»п |
Ошибки |
( г - 1 ) ( /- 1 ) = 9 |
345,7 |
38,4 |
-е2 |
Сумма |
15 |
767,9 |
|
|
Для |
проверки |
гипотезы |
Н0'^.х — (а.„= {!..,= р..,, |
||||
|
|
|
|
|
74 4 |
“ |
ш> |
F — отношение составит /%;/„ — — -—=1,94, что незна- |
|||||||
чительно |
превышает |
3 9 |
38,4 |
критическое |
|||
соответствующее |
|||||||
значение F для 1%-го уровня значимости (смотри |
|||||||
приложение, |
табл. |
Г |
[1]). Следовательно, |
гипотеза |
|||
о равенстве |
средних |
значений |
по маркам |
не отвер |
|||
гается. |
|
|
|
|
|
|
|
Можно также проверить гипотезу о том, что сред ние потери для всех четырех станков равны между
собой |
|
/ / х:|А1# — (а2. — 113. — р-4. и F 3J 9 — |
—1,73. |
Следовательно, эта гипотеза не |
отвергается, так |
как средние потери для разных станков различны. |
|
Можно, конечно, привести еще другие примеры, |
|
как проверка действия окружающей |
среды на пока |
затели упрочнения обработанной поверхности, про верка действия различных методов фиксации'.на ве личину составляющих силы резания и т. д.
В этих примерах блоками являются соответст венно показатели упрочнения, составляющие силы резания, и уровни факторов, которые представляют интерес, могут быть рандомизированы внутри каж дого блока.
Анализ рандомизированных блочных планов мож но производить, используя общий регрессионный кри терий значимости, описанный в главе III. Единственная
разница здесь заключается в том, что берутся |
п |
сумм |
и k вариантов испытаний, образуются п + Л+1 |
нор |
|
мальных уравнений с п - н е и з в е с т н ы м и |
[1]. |
Как сказано выше, для рандомизированных бло ков модель такова:
■Хц= н- + В} + Tj + eij*
Однако наилучшие оценки по методу наименьших квадратов дает модель
JCij = м + b\ + + #ij. где
i = 1, 2,..п, j = 1, 2...£.
Применяя этот метод к таблице 24, можно по лучить следующие нормальные уравнения:
— 7= |
16/7z+4&1+4b2+4Z/3+4ft4 -j- 4+{-4£2+4+}г4£4 |
|||||||||
12= |
4/71 + 4 ^ |
|
|
|
+ |
^1+ £>+ |
|
|
||
— 6 = |
4/71 |
—j— |
|
|
|
+ |
^i+ ^2+ |
^з+ |
t\ |
|
1 0 = 4m |
|
|
+ 4&3 |
+ |
*1+ *2+ |
|
|
|||
— 23 = |
4/7/ |
|
|
|
+4Ь4+ |
£j+ ^2+ |
/3+ |
t A (36) |
||
22 = |
4/га -j- |
Ьг-\~ |
b2+ |
&3+ |
-j- 4tx |
|
|
|
||
— 14 = 4ш + |
&a+ |
&2+ |
&3+ |
|
+ 4 £2 |
|
|
|||
— 15 = |
4/» + |
Ьг+ |
b2+ |
63+ |
bi |
|
+ 4 *3 |
|
||
0 = |
4/77 + |
&!+ |
^2+ |
&3+ |
^4 |
|
|
“H^4 |
||
|
|
|
|
4 |
|
4 |
|
|
|
|
Ввиду ТОГО, ЧТО |
= |
£ ^ |
= 0 , |
то |
получается |
|||||
|
|
|
|
/=1 |
|
7-1 |
|
|
|
|
следующее решение: |
|
|
|
|
|
|
||||
|
— 7= |
16т |
|
|
/?7 = — 7/16 = |
— 0,43 |
|
|||
|
12= |
4/77 + |
4 ^ |
|
b |
12-4* |
= |
2 g7 |
|
|
|
|
1 |
4 |
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
— 6 '= 4 ш -}- 4^2 |
|
6, = -1,93 |
|
|
|
||||
|
10 = |
4/» + |
4&з |
|
6з = |
2,07 |
|
|
|
|
|
— 23 = |
4/77 + |
4 ^ |
|
64= |
— 6,18 |
|
|
|
|
|
22 = |
4/7/ —j— 4f4 |
|
tx= |
5,07 |
|
|
|
||
|
_14 = |
4/»+ |
4£2 |
|
i 2 = |
— 3,93 |
|
|
|
|
|
— 15 = |
4/77 -f" 4f3 |
|
/3 = |
-4,18 |
|
|
|
||
|
0 = |
4/77 + |
4£4 |
|
1»* |
СО 0 1 |
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
SSpcrp(m, bu ^ = (-7 ) (-0,43)+12-2,57 +
+(-6 ) (-1,93) +10-2,07+ (-23) (-6,18) +
+22-5,07+ (-14) (-3,93) + (-15) (-4,18) +
+(0) (-2,93) =422,2
\ I
SS0U1= 2 Y+Y^-SS^rpfw;, ft,, t,) =345,7 f-W-l
SSP„P (m, b,) = (-7 ) (-0,43) +12-2,57+ (-6 ) (-1,93)+
+ 10-2,07+ (-23) (-6,18) =199,1
SSpcrp (m, tt) = (-7 ) (-0,43) + 22-5,07+
+ (-14) (-3,93) + (-15) ( - 4,18) + 0 -(-2,93) =223,1.
Из вышеизложенного получаются:
SSIICII= 5 5 l)crp(w, b{, ty) — 5Spcrp (m, ^) =223,1
5S6fl0K= SSpcrp(w, |
bh |
—SSpcrp{tfi, ^j)= 1Э9Д |
|||
55ош, |
S5„C1I |
и S56fl0K соответственно согласуются |
|||
со значениями, |
приведенными в таблице |
25 (345,7, |
|||
223,1, 199,1). |
|
в рандомизированном |
блочном |
||
Если |
случайно |
плане вдруг потеряется наблюдение (например, по ломка режущей пластинки резца), то:
а) при однофакторном полностью рандомизиро ванном планировании дисперсионный анализ прово дится при неравных я/,
б) при двухфакторном анализе это означает по терю ортогональности, т. к. £^^=0 и ЪЬ\ф0 [1].
В случае, если одно или более наблюдений про пущено, то обычные операции заменяются такими, которые минимизируют сумму квадратов ошибок.
Для конкретности приводим вышеописанный при мер. Допустим, режущая корундовая пластинка марки С поломалась еще до того, как резец прошел путь 20 км. Результаты представлены* в таблице 26, при чем вместо этой неизвестной величины поставлена буква у.
Как известно:
‘^*'*041 -- SSnAроб;ц-.u ---S S u eискn ---55*рблЯ =
= |
£ |
2 * * « - s |
ZZi |
|
|
Т 2.. |
|
|
|
tik |
|||||
|
*-i/-i |
/-1 |
и |
|
|
||
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а 26 |
|
Станки |
|
|
Марки пластин резцоп |
|
7*1 |
||
|
|
|
|
|
|
||
|
|
А |
В |
|
|
D |
|
|
|
с |
1 |
|
|||
|
|
|
|
|
|
||
I |
|
5 |
- 3 |
0 |
|
10 |
12 |
11 |
|
- 3 |
- 3 |
0 |
|
0 |
- 6 |
III |
|
10 |
5 |
У |
|
0 |
15-Ку |
IV |
|
10 |
- 1 3 |
- 1 0 |
|
- 1 0 |
- 2 3 |
Ts |
|
22 |
- 1 4 |
- 1 0 |
|
0 |
Т . . = у - 2 |
Для |
нашего |
примера |
|
|
|
||
SS01U= |
5*+ |
( - 3 )= + 10s + ... + |
f + ... (-10)= — |
||||
22»+(—М)Ч~ (У—10)4-0* |
!2>+(-6)J+(15+y)J+(-23)J |
||||||
|
|
4 |
|
|
|
4 |
Т |
|
|
|
+ |
Jv -2 )L |
|
|
|
Чтобы найти значение у, которое минимизирует это выражение;можно взять производную по у и при равнять её нулю [1]. Так как производные постоян ных рав ны нулю, то
-£-SSoul = 2 у - % - Ю ) |
2(15+ у) . . |
2 (у—2) _ _ Q |
|||
dy |
|
4 |
4 |
”Г |
16 |
После |
решения |
этого |
уравнения |
получится: |
|
у = 2,44, принимается |
у = 2. |
|
|
|
|
•Теперь, подставляя вместо у значение 2 в таб |
|||||
лицу 26, можно производить |
дисперсионный анализ |
||||
и оценить |
несоответствие 550ш с предыдущим значе |
нием SS01U (табл. 25).
§ 2. Неполные рандомизированные блоки. Ортогональные квадраты
В ряде случаев в рандомизированных блочных планах бывает невозможно использовать все варианты в каждом блоке. Например, если в предыдущем при мере нужно испытать не четыре, а шесть марок ко рундовых пластин, то соответствующие блоки будут неполными, поскольку четыре из шести пластин мож но испытывать на данных станках. Следовательно, в каждом из неполных блоков было бы только четыре из шести вариантов испытаний.
В таких случаях нужно использовать сбаланси рованное неполноблочное планирование [1], Неполиоблочиым планом называется такой план, в котором вариантов имеется больше, чем может поместиться в один блок. Сбалансированный план—это неполно блочный план, в котором каждая пара вариантов встречается в эксперименте одно и то же число раз.
Приведем пример. Допустим, нужно сравнить фиксированные на приборе четырьмя разными иссле дователями величины (измерения) температуры ре зания, причем каждый день в эксперименте могут участвовать только три исследователя. Сбалансиро ванное неполноблочное планирование приводит к
следующим результатам |
(табл. 27): |
|
||
|
|
|
Т а б л и ц а |
27 |
День |
Оператор-исследователь |
|
||
|
|
|
|
|
|
А |
В |
С |
D |
Г |
780 |
820 |
800 |
_ |
И |
950 |
— |
920 |
940 |
ш |
— |
880 |
880 |
820 |
|
|
|
|
|
IV |
840 |
780 |
— |
820 |
|
Температура |
резания в градусах |
Необходимо произвести полный анализ этих дан ных и обсудить полученные результаты сточки зрения различия между операторами. Вычитывая из каждого показания 850, получим таблицу 28. В этом плане только варианты А, В, С (имеется в виду оператор-
исследователь) осуществляются в первый день: А, С, D —во второй день и т. Д. Заметим, что каждые два варианта, например, АВ, совместно встречаются во время эксперимента Дважды. Они оказываются вместе в третий и четвертый дни.
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
28 |
|
Блоки |
|
Варианты - - операторы |
|
Т\ |
• |
|
|
|
|
|
|
||
(ДНИ) |
А |
В |
|
D |
1 1 |
|
с |
|
|
||||
|
|
|
||||
I |
- 7 0 |
- 3 0 |
- 5 0 |
90 |
-1 5 0 |
|
И |
100 |
— |
70 |
260 |
||
III |
— |
30 |
30 |
- 3 0 |
|
30 |
IV |
- 1 0 |
- 7 0 |
— |
- 3 0 |
- П О |
|
|
- f 20 |
- 7 0 |
50 |
30 |
7.. = |
30 |
Е Е л » ц |
15000 |
6700 |
8300 |
9900 |
39900 |
|
1 J |
|
|
|
|
|
|
Здесь порядок проведения вариантов в течение каждого дня полностью рандомизирован, как и о, рандомизированных полноблочных планах.
С целю облегчения анализа плана нужно ввести новые обозначения:
b ■—число |
блоков в эксперименте (Ь= 4) |
||
k —число |
вариантов |
в блоке (£ = 3) |
|
t —число |
вариантов в эксперименте (£=4) |
||
г —число |
повторений |
данного варианта в экспери |
|
менте |
(г = 3) |
|
|
N —общее |
число экспериментов: N=bk=tr (Л7==12); |
||
X— число повторений каждой пары вариантов в экс |
|||
перименте: |
г (U—I) . |
||
|
, _ |
||
|
Л ---■ |
| |
" > (>.= 2). |
Сбалансированный неполноблочный план далее можно проанализировать следующим образом [1]:
1. |
= £ |
£ |
х % ---- = 39900 - |
~ = 39825. |
|
|
I |
j |
N |
12 |
|
2. |
SS6a= |
7*12j. |
Т 2.. С— 150)3+2603-4-303-1-1103 |
75=34291. |
|
|
~7Г |
3 |
|||
|
J-1 |
|
|
||
|
|
|
|
|
3. Подсчитать эффекты изменения вариантов ис
пытаний
•1 V Q r
|
/ - 1 |
■, где Qj ==AT’.j —i-i Пц |
||
|
|
Kkt |
||
здесь /ijj = 1, |
если |
вариант испытания j |
содержится |
|
в блоке |
/, |
вариант испытания j |
не содержит |
|
Иц = 0, если |
||||
ся |
в блоке /, |
|
|
|
|
Т\—сумма всех блочных сумм по блокам, |
|||
содержащим |
вариант испытания /. |
|
||
Для |
нашего случая: |
|
||
Qr = 3*20—1(—150 -{- 260 -|- 30) = —80 |
||||
Q2. = |
3• (-70) - |
1 (-150 + 30-100) = |
20 |
|
Qr = |
з - 50-1 (260 -f 30ПО) = - 30 |
|
||
Q.,- = |
3-30-1 (-150 + 2 6 0 -ПО) = 90 |
|
сумма О
Здесь в сумме (—150-1-260-{-30) отсутствует член 110, т. к. в первой строке варианта испытаний отсутст вует значение испытания, во второй сумме отсутствует
260, во второй |
строке варианта |
отсутствует значение |
||
|
\ |
0, |
тогда |
получается, |
испытания и т. д. Всегда V] Qj = |
||||
что |
/-1 |
|
|
|
( — 80-) 4- 202 + (-3 0 )3 ^ |
9Q2 = |
|
||
5SIIC .I |
658,3- |
|||
|
3-2-4 |
|
|
|
4. Подсчитать сумму квадратов для ошибки 5SPIU= 55O6IU- S 5 6>1—SSI1CII = 39825-34291—658,3 = 4876.
Ниже, в таблице 29, представлены результаты дис персионного анализа этих данных.
|
|
|
|
Т а б л и ц а 29 |
||
Источник |
изменчивости |
Число степе |
Сумма |
Средний |
||
ней |
свободы |
квадратов |
квадрат |
|||
|
|
|||||
Блок-дни |
|
|
3 |
34291 |
11430 |
|
Варианты-операторы |
|
|
|
|
||
скорректированные |
|
3 |
658 |
219,3 |
||
Ошибка |
|
|
5 |
4876 |
1625 |
|
Сумма |
|
2V — |
1 = 11 |
39825 |
|
Здесь / ’—критерий дает: |
|
|
Fa/s |
11430 = 7,03 |
219,3 . = 0,135, |
|
1625 |
1625 |
т. е. результат незначим с 5%-ным уровнем значи мости (см. приложение -табл. Г) [1J.
Желательно проверить межблоковый эффект в данном неполноблочном плане..
В симметричных сбалансированных неполноблочных рандомизированных планах (как наш пример, когда b=t) сумму квадратов для блоков можно скор ректировать тем же способом, что и суммы квадра тов для вариантов [1]:
55бл iS Qi2 где Qi = rT,.~ У пц 7\j
r \ b |
J 1 |
|
Q,. = 3 (—150) —1 (20—70 + 30) = —430 Q,. = 3- 260-1 (20 + 50 + 30) = 680
Q3. = 3-30 -1 (20-70 + 50) = 90
Q4. = 3 (— 110) — 1 (-7 0 + 50 + 30) = - 3 4 0
|
|
|
|
4 |
|
|
|
|
|
Сумма У Qj = 0 |
|
‘ Отсюда |
|
|
/ \ |
|
|
|
|
|
|
||
SS6n |
(,’ICl['p ) |
V |
J I L = |
( - 4 3 0 )2 + 68tP + 90* + ( - 3 4 0 )=^ 3 9 ^ 5 |
|
1-1' |
r U |
3-2-4 |
|
||
|
|
|
|||
|
|
2Q2 + ( — 70)2 4 . 502 4 . 303 |
|
||
|
55 wen (иескорр.) |
2900. |
|||
|
|
Результаты такой корректировки и результаты по вариантам испытаний представлены в таблице 30.
|
|
|
|
Т а б л и ц а 30 |
||
Источник |
изменчивости |
Число степе |
Сумма |
Средний |
||
ней |
свободы |
квадратов |
квадрат |
|||
|
|
|||||
Блоки скорректир. |
|
•3 |
32152 |
10708 |
||
Блоки |
испытаний |
|
(3) |
(34291) |
11430 |
|
Варианты |
|
3 |
658 |
219,3 |
||
(скоррект.) |
|
|||||
Варианты |
испытаний |
|
(3) |
2900 |
967 |
|
Ошибки |
|
|
5 |
4876 |
1625 |
|
Сумма |
|
|
И |
39825 |
|