Page 61 - 6832

регресії. Значення вихідної величини в центрі плану повинно бути порівняне (в межах дисперсії
відтворюваності) з вільним членом рівняння регресії, тобто
€ a  y  
0 0
2
де - δ наперед задане значення, що залежить від S в .
У разі порушення цієї нерівності для математичного опису необхідні рівняння більш високого
порядку.

Таблиця 4.6

№ ~ x 1 x 2 x 1 x 3 x 2 x 3 x 1 x 2 x 3
x 1 x 2 x 3 y x 0
i
п/п
1 -1 -1 -1 2 +1 +1 +1 +1 -1
2 +1 -1 -1 6 +1 -1 -1 +1 +1
3 -1 +1 -1 4 +1 -1 +1 -1 +1
4 +1 +1 -1 8 +1 +1 -1 -1 -1
5 -1 -1 +1 10 +1 +1 -1 -1 +1
6 +1 -1 +1 18 +1 -1 +1 -1 -1
7 -1 +1 +1 8 +1 -1 -1 +1 -1
8 +1 +1 +1 12 +1 +1 +1 +1 +1

Розглянемо ще один приклад побудови математичної моделі за результатами експерименту.
Вважаємо, що на об’єкт діють три фактори:
x  ; 4
1 min
x  10 ;
2 min
x  12 ;
3 min

x  ; 8
1 max
x  12 ;
2 max
x  28 ;
3 max
які пов’язані з вихідною величиною залежністю
Y  A  A X  A X  A X  A X X  A X X  A X X  A X X X
0 1 1 2 2 3 3 12 1 2 13 1 3 23 2 3 123 1 2 3
min) і інтервал варіюваннянезалежних змінних
Середнє значення X jcp=(X j max+X j
  (X  X 2 / ) будуть
j j max jcp
x  ; 6
1cp
x  11 ;
2cp
x  20 ;
3cp

  ; 2
1
  ; 1
2
  . 8
3
Підставимо значення X jcp і А j у формулу переходу і одержимо рівняння моделі в кодованій
системі координат:
y  a  a x  a x  a x  a x x  a x x  a x x  a x x x
0 1 1 2 2 3 3 12 10 2 13 1 3 23 2 3 123 1 2 3
Оцінку коефіцієнтів цієї моделі будемо знаходити за експериментальними даними, одержаними
n
в результаті проведення типу 2 , де n=3. Згідно з відомим правилом побудуємо матрицю повного
трифакторного експерименту, яка має властивості ортогональнос ті симетричності і нормування
(табл. 4.6).
Вважаємо, що досліди однорідні. Тому в кожній точці факторного простору можна проводити
тільки за одним дослідом ( серія паралельних дослідів не проводиться). Значення вихідної величини
для цього випадку наведені у табл. 4.6.

60