Методы повышения эффективности процессов добычи и транспорта газа, страница 107

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