За нулевой уровень принимается расход 18-Ю6 м3/сут и давление, равное 28 кгс/см2.
Шаг варьирования по расходу составляет Ы06м3/сут, по давлению — 8 кгс/см2. Интервал варьирования в первой фазе планирования эксперимента для фактора Q принимается равным ±Ы06 м3/сут, а для фактора р — ±8 кгс/см2. Матрица планирования |
Таблица VI. 16
Факторы |
|||||
Номер! |
— |
||||
опыта |
р. |
||||
Q |
Р |
м3/сут |
кгс/смг |
||
1 |
0 |
0 |
18 |
28 |
22,58 |
2 |
—1 |
—1 |
17 |
20 |
22,02 |
3 |
+ 1 |
____ ,1 |
19 |
20 |
22,41 |
4 |
—1 |
+ 1 |
17 |
36 |
22,58 |
5 |
+ 1 |
+ 1 |
19 |
36 |
22,77 |
205
первой фазы полного факторного эксперимента в натуральном масштабе приведена в табл. VIЛ6.
Для оценки дисперсии воспроизводимости в первой фазе планирования предварительно принимаем число параллельных опытов равным трем. Тогда количество выпавшего жидкого конденсата имеет не одно, а три значения при каждом опыте. Эти: данные приведены в табл. VJ.17.
Таблиц а VI. 17
Номер опыта |
Номер параллельного опыта |
||||
1 |
■ 2 |
3 |
|||
1 2 3 4 . 5 |
22,50 22,00 22,50 22,40 22,75 |
22,67 22,016 22,4 22,3 22,8 |
22,561 21,900 22,342 22,467 22,716 |
22,577 22,020 22,414 22,389 22,772 |
0,0074 0,0172 0,0064 0,0070 0,0022 |
Это необходимо для установления влияния каждого фактора в отдельности и совместного влияния их. Так, если величина Ъ$ (табл. VI. 18) больше доверительного интервала Abiy то эффект от данного фактора значимый, в противном случае — незначимый.
Таблица VI.18
АЬ/ для уровня |
|||
Эффект |
Величина эффекта |
8г |
значимости 0,1 |
Q |
— (22,772+22,414—22,389—22,02 ] |
0,388 |
0,18 |
Р |
— ( 22,772+22,389—22,02—22,414 ) |
0,369 |
0,18 |
Qxp |
— (22,02+22,772 — 22,414 — 22,389] |
—0,0055 |
. 0,18 |
Изменение «среднего» |
— (22,02+22,414+22,389—4.22,577] |
—4,697 |
0,06 |
В табл. VI. 18 показаны результаты расчетов у для каждого-опыта и их дисперсии, которые вычисляются по формуле
206
т2 _
—1
(VI. 24)
где Oi — среднеквадратичное отклонение /-го опыта; п — число повторных опытов.
Проводится проверка однородности дисперсий с помощью критерия Фишера. Из йсех дисперсий, представленных в табл. 17> выделяется наибольшая а3==0,0172 и наименьшая сг4 = 0,0022.
Вычисляется дисперсионное отношение по экспериментальным данным
FaKC - <7з/а4 = 0,0172/0,0022 = 7,82.
Вычисленное дисперсионное отношение /гэкс = 7,82 сравнивается с табличным значением критерия Фишера для уровня значимости 0,1 при f\ = rii—1=2 и /г = «2—1=2.
Так как табличное значение критерия Фишера (/7 = 9,0) превосходит вычисленное по экспериментальным данным дисперсионное отношение, т. е. /Чабл^^экс, т0 принимается гипотеза об однородности дисперсии.
Вычисляется дисперсия параметра, оптимизации по формуле^
N п _
= 0,004,
Ы N{n-~\)
где N — номер опыта по матрице планирования, N = 5; п — число повторных опытов, п = 3.
Определяется дисперсия коэффициентов регрессии по фор
муле ,.
Для проверки значимости каждого коэффициента строится доверительный интервал
= ±К*л = ±6,314-0,0008^ ± 0,18,
где t — табличное значение критерия Стьюдента при числе степеней свободы f = N— (& + 2)=5—(2 + 2) =1 и уровне значимости 0,1 (tTa6ji = 6,314); <Jfb , —среднеквадратичная погрешность
Уважаемый посетитель!
Чтобы распечатать файл, скачайте его (в формате Word).
Ссылка на скачивание - внизу страницы.