Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

книги / Методы оптимизации эксперимента в химической технологии

..pdf
Скачиваний:
2
Добавлен:
12.11.2023
Размер:
13.27 Mб
Скачать

XJ (ч) =

2 У ( * 1. • • • .

• х» )

(V. 134)

/

 

 

 

 

Если есть основание предполагать

однородность дисперсий

в

измерении отклика по всем опытам, то для оценки значимости разлиния между эффектами указанных факторов на различных уровнях можно применить меритерий. Недостатком этого критерия является то, что при оценке значимости различия между эффектами указанных факторов, например ху, на двух уровнях / и /-hi используется не вся информация, а лишь часть ее. Множественный ранговый критерий Дункана позволяет определить значимость различия между эффектами уровней факторов, введенных в план на /> 2 уровнях, с большей надежностью, поскольку при этом используется одновременно вся информация, полученная в эксперименте.

Значимость главных эффектов факторов, введенных в план, как на двух, так и на /> 2 уровнях, можно проверить при помощи многофакторного дисперсионного анализа и факторного анализа. На основании результатов факторного анализа можно провести крутое вос­ хождение.

 

Для линейной модели

 

 

yi.

i>t, = l‘ + * i l+ ...+ * (w_m)/ +

*(1Mt+1), +

* . / + « ^ /, _ f . (V. 135)

где

ж.л.../“ Значение отклика в

некотором

опыте; ц—суммарный

эффект во всех опытах; х и —эффект фактора х, на /-м уровне (/=0,1);

хш_т)-эффект фактора

хп.т на j -м уровне

(/=0, 1);

„-„^-эффект

фактора х„_ш+1 на

q-м уровне (? = 0,

1,...,2*-1); хп/ эффект фактора

хп на /-м уровне

(/=0,

1, 2,...,2*-1);

е

—ошибка

в измерении

отклика.

 

 

 

 

 

Схема дисперсионного анализа приведена в табл. 50, в которой при­

няты следующие обозначения:

 

 

* =

<*‘= о .1)

(V.136)

— квадрат суммы результатов всех опытов, в которых фактор xi был установлен на /-м уровне, деленный на число вхождений (22*-1) в план фактора X] на /-м уровне;

(<7 = 0,1,2. .... 2*— 1)

(V.137)

— квадрат суммы результатов опытов, в которых фактор хл_т+1был установлен на #-м уровне, деленный на число вхождений (2к) в план фактора х„_ш+1 на g-м уровне;

(/= 0 ,1 ,2 ..........

2* — 1)

(V.138)

— квадрат суммы результатов, опытов, в которых фактор х„ установлен на /-м уровне, деленный на число вхождений (2к) в план данного

221

Источник

дисперсии

х п - т

хп - т + 1

* п

Ошибка

Число степеней свободы

1

1

2к - 1

2к — 1

2 2 к — т 2к+ 2т - п - 1

Сумма квадратов

/

S S X\ = I ^ QSJ ~ 5 5 кор

SS *n - т “ ■= QSJ ~ S S *°P

SSxn - m + r q ^ 0SQ ~ SS]f°P

S S x " / 1 о ^ “ ^

кор

S S o ш = 55общ - S S X j —

S S Xfl

Средний квадрат

5 5 *,

S S * n - m

2k - 1)

SSx„/( 2k - 1)

5 5 ош

2l k - m 2 k + 2 m - n - 1

Математическое ожидание среднего квадрата

2

Л к - 1

2

а ош +

2

сгХ)

_ 2

Л к ~ 1 2

а ош +

2

о Х п _ т

2

 

2

а ош + ^

а Х п - т + \

а 4 + 2 к а%

ош Xfi

_ 2 °0Ш

Общая сумма |

21к- 1

^ о б щ =

~ S S кор

фактора на /-м уровне; I,L y2i...jq...

/ сумма квадратов

результатов

всех N=$?k опытов;

 

 

55кор = ---------

~ Ч

(V. 139)

— средний квадрат суммы результатов всех N=22k опытов.

Пример 7. Исследовался одностадийный процесс получения водорастворимых поли­ электролитов путем радикальной полимеризации винилпиридиновых солей без их про­ межуточного выделения. Процесс зависит от большого числа количественных и каче­ ственных факторов. Необходимо определить оптимальные условия процесса.

Р е ш е н и е . Для оптимизации процесса синтеза водорастворимых полиэлектролитов на основе 2-метил-5-винилпиридина (2,5 МВП) был использован сложный план —дробная реплика 2 6-2, совмещенная с двумя латинскими квадратами (табл. 51).

 

 

 

Т а б л и ц а

51.

Матрица планирования

 

 

Номер

 

* 2

*3

х4

*5

 

*7

 

У

опыта

 

* 6

* 8

1

_

_

_

_

_

+

А

0

30,155

2

+

+

В

1

31,761

3

+

+

- —

С

2

12,899

4

+

+

+

D

3

80,715

5

+

+

+

В

3

88,876

6

+

+

А

2

16,806

7

+

+

D

1

12,463

8

+

+

+

+

+

С

0

81,443

9

+

+

С

1

24,959

1 0

+

+

+

D

0

19,602

1 1

+

+

+ ’

А

3

21,761

1 2

+ •

+

+

+

В

2

52,953

13

+

+

+

+

D

2

78,220

14

+

+

+

С

3

20,953

15

+

+

+

В

0

1,684

16

+

+

+

+

+

+

А

1

48,910

Рассматривалось влияние на выход полимера (у) восьми факторов, из которых два

качественных - галогенакилы RX

и растворители —менялись на

четырех

уровнях,

а один качественный —инициатор —на двух. Значения выбранных

уровней

для всех

исследуемых факторов приведены в табл. 52.

 

 

Вследствие ценных комбинаторных

свойств, плана и рационального

выбора

факторов

уже в процессе реализации матрицы планирования определены условия (опыты 4 , 5 , 8 , 13), в которых выходы полимеров удовлетворяют технологическим требованиям.

Для определения интенсивности влияния различных параметров на выход полимера был проведен факторный и дисперсионный анализы полученных результатов. Ошибка вос­ производимости 5Воспр 1 ,9 4 , используемая в факторном анализе, определена из пред­ варительных опытов. Число степеней свободы/ ВОспр " 6 .

В табл. 52 приведены эффекты факторов, введенных в планирование на двух уровнях, полученные по формуле (V.133). Значимость этих эффектов проверялась по критерию Стьюдента. Табличное значение критерия Стьюдента г0,0б(6 ) —2,45. Эффект фактора * 2 (соотношение реагирующих компонентов) оказался незначимым. Таким об­ разом, избыток галоидного алкила не влияет на выход полимера. Незначимый эффект в табл. 52 заменен нулем. Значимость главных эффектов факторов, введенных в план как на двух, так и на четырех уровнях, проверялась при помощи многофакторного дисперсионного анализа. Для оценки значимости эффектов в дисперсионном анализе было использовано отношение средних квадратов, обусловленных действием соответ­ ствующих факторов, к среднему квадрату,' связанному с ошибкой опыта, имеющее рас­ пределение Фишера. При этом к сумме квадратов, связанной с ошибкой опыта, отне­ сена с соответствующим числом степеней свободы сумма квадратов, обусловленная

Ф а к т о р ы

Температура, °С

Соотношение МВП/RX, моль /моль

Концентрация инициатора, %

Соотношение МВП и растворителя, мае. доли

Продолжительность реакции, ч

Вид инициатора

Вид растворителя

Вид галогеналкила

Об о з н а ­

че н и я

х ,

*2

* э

*4

*6

*в

•*7

* 8

У р о в н и ф а к т о р о в

 

Э ф ф е к т

+ 1

- 1

 

70

60

+4,633

1/1,3

1/1,1

0

1,2

0,8

+4,159

1/2

1/1

-5,88

12

6

+8,425

ДАК

ПБ

' 17,24

Бутанол

А

27,41

Этанол

В

43,82

Пропанол

С

35,06

Изопропанол

D

47,75

Бромистый этил

0

*33,22

Йодистый этил

1

27,52

Йодистый пропил

2

40,22

Йодистый метил

3

53,08

действием фактора *2 , эффект которого оказался незначимым. Результаты дисперсионного

анализа представлены в табл. 53. Данные факторного и дисперсионного анализов хорошо согласуются.

В табл. 52 приведены эффекты факторов на двух и на четырех уровнях. Значи­ мость различия между эффектами этих факторов на разных уровнях проверялась при помощи множественного рангового критерия Дункана с доверительной вероятностью р —0,95. Нормированная ошибка среднего равна

У'91,007

9,55

S7 :

= 4,775.

V T

~ 2

Эффекты факторов на разных уровнях расположены в порядке возрастания их величин. Для фактора xi

У(А) -27,41

7 (С) -35,06

у (В) -43,82

У(Е>) -47,75

 

3,93

4,01

4,02

 

18,83

19,15

19,25

У ^ у = 20,34 > 19,25 — различие значимое

У у = 12,69 < 19,15 — различие незначимое

— 7 (B) = 3,93 < 18,8 — различие незначимое yW у <А) __ 0 < 19v|5 — различие незначимое

у у = 8,46 < 18,8 —различие незначимое

у у"^А) = 7,65 < 18,8 — различие незначимое

Т а б л и ц а 53. Дисперсионный анализ

Источник

Число

Сумма

Средний

дисперсий

степеней

квадратов

квадрат

 

свободы

 

 

 

1

342,6461

342,6461

*2

1

2,6518

2,6518

*3

1

276,0360

276,0360

*4

1

552,3729

552,3729

Хб

1

1136,1904

1136,1904

1

7238,9555

7238,9555

*7

3

2980

933,991

3

4420

1454,35

Ошибка (1)

3

361,3800

120,4597

Общая сумма

15

185378,610

12358,571

Ошибка (2)

4

364,03

91,007

Проверка

значимости

<^,*0

а 1 о

^ ,• * 0

0

« V o

Таким образом, реакция синтеза сильноосновных полиэлектролитов с разной эффек­ тивностью протекает в среде изопропанола и бутанола. Различие между остальными растворителями незначимое.

Для фактора лзв

у (1) = 27,52;

у (0) = 33,22; у (2>= 40,22; у 1(3>= 53,08;

у(У у <*) = 25,44

>

19,25 — различие значимое

у ^

=

19,74

>

19,15 — различие значимое

^■(3) — j/"*2) =

12,74

<

18,8 —различие незначимое

y"W у

=

12,7 <

19,15 — различие незначимое

у W у

= 7,0 < 18,8 —различие незначимое

^<°) —у П) _

5 7 <

18,8 —различие незначимое

Выход полимера существенно уменьшается при замене наиболее активного галогеналкила —йодистого метила йодистым или бромистым этилом. Разница между остальными галогеналкилами незначима.

Из анализа результатов следует, что увеличение температуры и продолжительности опыта приводит к возрастанию выхода полимера, а увеличение количества растворителя снижает скорость реакции. Из инициаторов наиболее эффективным оказался динитрил азоизомасляной кислоты (ДАК). Использование в качестве инициатора перекиси бен­ зоила (ПБ) уменьшает скорость реакции радикальной полимеризации. Лучшими раство­ рителями я в л я ю I с я этанол и изопропанол. Из галогеналкилов наиболее реакционноспособен йодистый метил, однако эффекты других галогеналкилов также имеют

 

 

высокие значения. Таким образом, оптимальные усло­

 

 

вия синтеза галоидсодержащих водорастворимых поли-

 

 

электролитов

получились

следующие:

температура

 

 

70°С,

МВП / RX —1 : 1,1;

МВП / растворитель — 1 : 1 ;

 

 

продолжительность реакции 12 ч, концентрация инициа­

 

 

тора (ДАК) —1,2% , растворитель —изопропанол или эта­

 

 

нол. В полученных оптимальных условиях были синте-

 

 

зироаны водорастворимые полиэлектролиты на основе

 

 

2-метил-5-винилпиридных и различных галоген-

 

 

алкилов. Выход полимера в оптимальных условиях

 

 

приведен ниже.

 

 

влияние

температуры

 

 

Учитывая

положительное

Рис.

52. Кинетические кривые

(табл. 52), для сокращения длительности процесса син­

теза исследовали влияние дальнейшего повышения

реакции МВП —С2Н5 в этаноле

температуры. Для этого были сняты кинетические кри­

при

различных температурах

вые

МВП —С2

Н5

в этаноле

при

температуре

(°С): 60,

 

 

 

 

70, 75 и 80 (рис.

52). Дальнейшее увеличение

темпера­

туры лимитируется температурой кипения растворителя и возможностью частичной деструкции образующегося полимера. Увеличение температуры до 80°С позволило сократить продолжительность реакции до 7—8 ч.

Полимер.

М ВП -СН з

МВП - С2Н5

МВП - СэН?

МВП - С2 Н5

Выход, %.

99,0

97,0

86,0

98,0

Пример 8. На стадии разработки лабораторного регламента исследовалась стадия твердофазной экстракции процесса извлечения биологически активного препарата феллавина из листьев бархата амурского. Лекарственный препарат феллавин рекомендуется применять в медицинской практике в качестве противовирусного и антигепатоксического средства.

Р е ш е н и е . Для оптимизации процесса твердофазной экстракции феллавина из растительного сырья был использован сложный план —дробная реплика 25-1, совмещенная с одним латинским квадратом размером 4X4. В качестве параметра оптимизации О) рассматривался выход феллавина в процентах от его содержания в сырье. Выбранные для исследования процесса экстракции факторы и диапазоны их изменения приведены в таблице:

Факторы

Время первой экстракции, ч Время второй и третьей экстракций, ч Соотношение сырье: растворитель Количество экстракций Температура экстракции Растворитель:

метанол 50%-ный этанол

50%-ный изопропиловый спирт

50%-ный метанол

Обозначения

Уровни

факторов

 

-1

 

6

2

*2

6

2

* 3

1 : 10

1 :6

Х а

3

2

ХЬ

Кипение

50—60°С

Хь

 

0

 

 

 

 

1

 

 

2

 

 

3

Размер частиц твердой фазы 1—2 мм. Процесс проводится в периодическом дабораторном экстракторе с мешалкой. Матрица планирования и результаты приведены в таблице (см. стр. 227).

Каждый опыт в матрице был повторен два раза. Статистический анализ резуль­ татов проводился методом факторного анализа. Эффекты факторов, введенных в план на двух уровнях, были рассчитаны по формуле (V.133):

ft* = 8,659, 6а = 3,537, Ь3 = — 0,384 , 64 = 2,671, ft5 = 7,015.

Н о­

 

 

 

 

 

 

Выход Но­

 

 

 

 

 

 

Выход

мер

х,

*2

*3

*4

*6

продук­

мер

х \

*2

*3

*4

*6

продук­

опы­

 

 

 

 

 

 

та у, %

опы­

 

 

 

 

 

 

та у, %

та

 

 

 

 

 

 

 

та

 

 

 

 

 

 

 

1

-1

-1

-1

-1

- 1

0

59,03

9

- 1

-1

-1

+ 1

- 1

2

60,08

2

+ 1

-1

- 1

-1

+ 1

1

91,69

10

+ 1

-1

- 1

+ 1

+ 1

3

87,9

3

- 1

+ 1

- 1

-1

+ 1

2

70,32

11

-1

+ 1

- 1

+ 1

+ 1

0

96,29

4

+ 1

+ 1

- 1

-1

- 1

3

80,73

12

+ 1

+ 1

- 1

+ 1

-1

1

87,5

5

- 1

-1

+ 1

-1

+ 1

1

68,14

13

- 1

- 1

+ 1

+ 1

+ 1

3

77,58

6

-1

+ 1

- 1

-1

0

91,93

14

+ 1

- 1

+ 1

+ 1

- 1

2

65,32

7

- 1

+ 1

+ 1

-1

-1

3

50,16

15

-1

+ 1

+ 1

+ 1

- 1

1

79,59

8

+ 1

+ 1

+ 1

- 1

+ 1

2

97,09

16

+ 1

+ 1

+ 1

+ 1

+ 1

0

97,58

Дисперсия воспроизводимости, определенная по параллельным опытам, ^ оспр —19,637; /воспр * 16- Ошибка эффекта

Значимость эффектов факторов, введенных в план на двух уровнях, проверялась по критерию Стьюдента для уровня значимости д —0,05 и числа степеней свободы / —16;

/о,о5(16) —2,12.

Значение /-критерия для каждого фактора:

8,659

=7" Q= 7,815 > 2,12 — эффект значим 1»108

3,537

= 3,192 > 2,12 — эффект значим

t2= 7

1,108

 

0,384

< 2,12 — эффект незначим

*8 = Г 108 =

2 671

1,108 = 2,411 >2,12 — эффект значим

h 7,015

= 7 ™ тя= 6*331 > 2,12 — эффект значим

1 у I UO

Эффект фактора хз оказался незначим, таким образом, избыток растворителя не влияет на выход феллавина. Увеличение времени экстракций, увеличение количества экстоакций и повышение температуры, т.е. оставшиеся четыре фактора приводят к увеличению выхода феллавина.

Значимость различия между эффектами фактора хв, веденном в плане на четырех уровнях, проверялась с помощью множественного рангового критерия Дункана. В таб­ лице приведены значения среднего выхода для различных уровней фактора хв:

В и д р а с т в о р и т е л я У р о в н и ф а к т о р а С р е д н и й в ы х о д , %

Метанол

0

86,207

50%-ный этанол

1

81,73

50%-ный изопропиловый спирт

2

73,202

50%-ный метанол

3

74,092

Проранжируем средние значения выхода в порядке возрастания:

73,202

74,092

81,73

 

86,207

у (2)

J?(3)

J/(0

 

yi°)

Ошибка воспроизводимости

результатов

4,432%. Ошибка среднего равна

*7 = У $/п =

У 19,637/4 = 2,216%.

Выпишем значимые ранги из таблицы Дункана

для

уровня значимости р —0,05 и

числа степеней свободы nD^ f B0СП|Г

 

 

 

 

Р . . . . . .

2

3

4

Ранги . . . .

3,01

3,15

3,23

Наименьшие значимые ранги (НЗР), умноженные н& ошибку среднего sy, равны:

 

Р ................................. 2

3

4

 

НЗР X Зу . . . .

6,67 7,003

7,202

Проверим значимость различия между средними:

 

JT(°)

= 86,207

— 73,202 =

13,005 >

7,202 — различие значимое

^ (3) = 76,207 — 74,092= 12,115 > 7,003 —различие значимое

—i^1) == 86,207

— 81,73=4,477< 6,67 — различие незначимое

— у

= 81,73 — 73,202 = 8,528 > 7,003 — различие значимое

—.jjT<3>== 81,73 — 74,092 = 7,638 > 6,67 — различие значимое

у (3)

<2> = 74,092

— 73,202= 0,89 < 6,67 — различие незначимое

Из анализа

результатов

следует, что

лучшими

растворителями являются метанол

и 50%-ный этанол. Выбираем в качестве растворителя для процесса твердофазной экстракции 50%-ный этанол, который является наиболее эффективным, удешевляет процесс получения препарата и менее ядовит.

Таким образом, оптимальные условия процесса экстракции феллавина из листьев

бархата

амурского

получились следующие: число экстракций — 3; время первой экстрак­

ции—6

ч; время

второй и третьей экстракции —6 ч; соотношение сырье : раствори­

тель —1:6; растворитель —50%-ный этанол; температура —80°С (кипение).

11. Метод последовательного симплекс-планирования. В рассмотрен­ ных планах типа и 2к~р экспериментальные точки располагались в вершинах многомерного куба. В качестве экспериментального плана можно также использовать регулярный симплекс. Симплексом в /r-мерном пространстве называют выпуклый многогранник, имеющий ровно к + 1 вершину, каждая из которых определяется пересечением к гиперплоскостей данного пространства. Примером симплекса в двумерном пространстве, т. е. на плоскости, служит треугольник. В трехмерном пространстве симплексом будет любая четырехгранная пирамида, имеющая четыре вершины, каждая из которых образована пересечением трех плоскостей —граней пирамиды.

Симплекс называется регулярным, если расстояния между всеми его вершинами равны. Так, регулярными симплексами являются правильный треугольник (двумерный симплекс), тетраэдр (трехмерный симплекс). При планировании экспериментов обычно используют регулярные симплексы. Однако регулярность симплекса, как и на­ правление градиента в методе крутого восхождения, и свойство

ротатабельности планов не будут инвариантными к масштабу коорди­ нат факторного пространства. При изменении масштаба регулярный симплекс может стать нерегулярным. С другой стороны, всегда мож­ но подобрать соответствующее преобразование системы координат, делающее нерегулярный симплекс регулярным.

В экспериментальной практике симплексные планы наиболее широко используются для решения задач оптимизации на стадии движения к почти стационарной области. При этом, чтобы сделать симплекс регулярным, используется линейное преобразование

где . z] - у'-я координата центра плана; Azj—интервал варьирования по у-му фактору.

Для оптимизации используется следующее важное свойство симплек­ са: против любой из его вершин Aj расположена только одна грань, на которой можно построить новый симплекс, отличающийся от прежнего расположением новой вершины Aj, тогда как остальные вершины обоих симплексов совпадают. Последовательным отбрасыва­ нием вершин осуществляется перемещение исходного симплекса в факторном пространстве.

Метод последовательного симплекс-планирования состоит в следую­ щем: планируют исходную серию опытов так, чтобы точки, соответ­ ствующие условиям проведения этих опытов, образовывали регуляр­ ный симплекс в факторном пространстве. После проведения опытов выявляется вершина, отвечающая условиям, при которых получаются наихудшие результаты. Далее строится новый симплекс, для чего наихудшая точка исходного симплекса заменяется новой, расположен­ ной симметрично относительно центра грани симплекса, находящейся против наихудшей точки. Новая точка вместе с оставшимися снова образует регулярный симплекс, центр тяжести которого смещен по сравнению с исходным в направлении: худшая точка —центр тяжести остальных точек. Это направление в общем случае не является наи­ более крутым, однако оно обращено в сторону повышения качества процесса.

После реализации опыта в дополнительной точке опять произво­ дится сопоставление результатов, снова выявляется наихудшая точка, которая также заменяется ее зеркальным отражением, и т. д. Шаговое восхождение с последовательным отбрасыванием наихудших точек повторяется до области, близкой к экстремуму.

На рис. 53 показаны схемы достижения экстремума одной и той же поверхности отклика методами крутого восхождения и симплекспланирования. Рассмотрим движение к экстремуму на примере зада­ чи отыскания наибольшего значения целевой функции двух факторов. Для достижения экстремума методом крутого восхождения (рис. 53, а) в окрестности точки М с известным значением целевой функции был поставлен полный факторный эксперимент 22 (точки 1—4), движение по градиенту осуществлялось в опытах 5—9 до тех пор, пока значение целевой функции не начало ухудшаться. С центром в лучшей точ-

Рис. 53. Симплексный метод и крутое восхождение по поверхности отклика

кё 7 пришлось вновь реализовать план 22 (точки 10—13). Новое движе­ ние по градиенту (точки 14, 15) приводит к экстремальному значению целевой функции. При использовании симплекс-планирования (рис. 53, б)

в исходном симплексе (точки 1—3) худшей оказалась

точка 2. Точ­

ка 4 является зеркальным отражением худшей точки

относительно

С1—центра грани 1—3. В новом симплексе 1, 3, 4 худшей оказалась точка 1. В результате применения симплексного метода достигли области оптимума (симплекс 9, 10, 11). Таким образом, оба метода потребовали примерно одинакового числа опытов. Из рис. 53 видно, что вблизи оптимума при применении симплексного метода может возникнуть зацикливание. Достигнув области оптимума, симплекс начинает враще­ ние вокруг вершины с максимальным значением отклика. Если симплекс располагается относительно поверхности отклика таким образом, что значение отклика в новой точке опять получается самым плохим, необходимо вернуться к предыдущему симплексу и попробовать следующее благоприятное направление. Наличие ошибок в определе­ нии отклика снижает скорость движения к экстремуму.

Исходный симплекс может быть по-разному ориентирован в фактор­ ном пространству Если центр симплекса совпадает с началом коорди­ нат, одна из вершин лежит на координатной оси, а остальные располага­ ются симметрично относительно координатных осей, плоскостей и гипер­

плоскостей (в многомерном случае), то координаты вершин симплекса задаются матрицей X:

Х1

* 2

. ••

XJ

.

Xk

* h

— *1

* 2

. . .

XJ . . .

 

x k

0

— 2 * 2 . . . X) . . .

Xk.

Xk

х =

 

 

 

 

 

(V. 140)

0

0 . . . - j x j

. .

* f c - 1

Xk

о

о

 

0

 

(k I)

Xfr

о

о

 

0

 

0

kxh