Page 62 - 157

2
S u max
G   G , (4.10)
n f ,  n f , u
 S 2
u
u 1
де при n - кількості незалежних дослідів і при m - кількості незалежних
паралельних вимірювань
n
2
2
2
2
 S  S  S  ... S , (4.11)
u
n
2
1
u 1
α вибирається в переважній більшості випадків таким, що дорівнює 0,05, f n =
n, a f u = m - 1, при парних паралельних вимірюваннях f u = 1. В останньому
2
випадку при використанні 2 - факторного плану табличне значення
коефіцієнта Кохрена дорівнює:
G  . 0 9065.
  . 0 05 f , n  f , 4 u  1
Похибка відтворюваності результатів вимірювання або похибка
дослідів визначається через дисперсію за формулою
n
 S 2
u
2 u 1
S  , (4.12)
y
n
Спочатку математичну модель подамо в кодованих значеннях факторів
у загальному вигляді як
Y  b 0  b 1 x 1  b 2 x 2  ...  b k x k  b 12 x 1 x 2  ...   , (4.13)

де b 0,b 1,b 2, ..., b k – коефіцієнти регресії лінійної частини математичної
моделі; b 12,b 13,b 23, ... - коефіцієнти взаємовпливу факторів або коефіцієнти
регресії лінійної частини математичної моделі; ε - похибка математичної
моделі.
Замінивши дію нелінійного ефекту на лінійний, наприклад, для
двофакторної моделі х 1х 2 = х 3, математична модель (4.13) може бути подана
як
k
Y  b  b x , (4.14)
0  i i
i 1
де коефіцієнти регресії знаходяться за формулами
n n
 Y u  x iu Y u

b  u 1 , b  u 1 , (4.15)
i
0
n n
n
 x iu x ju Y u
b  u 1 , (4.16)
ij
n
Перевірка адекватності досліджуваного об’єкта лінійній математичній
моделі типу
k
Y  b 0   i x . (4.17)
b
i
i 1

85