Независимых переменных, варьируемых на двух

уровнях (планирование типа 2³)

 

Пользуясь планированием, предоставленным в табл. 4, можно определить: свободный член b₀, три коэффициента регрессии при линейных членах , три коэффициента при парных произведениях b₁₂, b₁₃, b₂₃, и один коэффициент регрессии при тройном произведении b₁₂₃. Если ограничиться линейным приближением, то останется четыре степени свободы для проверки гипотезы адекватности.

Матрицу планирования для трех независимых переменных получают из планирования для двух переменных, повторив его дважды: один раз при значениях x₃, находящихся на нижнем уровне, второй раз – на верхнем уровне. Если нужно включить в рассмотрение четвертый фактор х₄, то аналогичным образом дважды повторяют планирование для трех переменных: один раз для фактора х₄, находящегося на нижнем уровне, другой раз – на верхнем уровне. В результате получают матрицу планирования, которая будет представлена следующей строкой:

 

 

Аналогичным образом могут быть построены планы для сколь угодно большого числа независимых переменных. Легко видеть, что с ростом числа факторов k число опытов растет по показательной функции . Планирования, представленные в табл. 3 и 4, обычно называют планированиями типа 2² и 2³ соответственно. При k независимых переменных мы будем иметь дело с полным факторным экспериментом типа 2^k.

Если при решении той или иной задачи можно ограничиться линейным приближением, то полный факторный эксперимент типа 2^k также оказывается недостаточно эффективным, особенно при большом k. При линейном росте числа независимых переменных число опытов для полного факторного эксперимента растет по показательной функции, в результате слишком много степеней свободы остается на проверку гипотезы адекватности. Например, при k = 2,при линейном приближении, для проверки гипотезы адекватности используется только одна степень свободы, тогда как при А = 6 – уже 57 степеней свободы. Правда, при постановке таких больших экспериментов резко снижается ошибка в определении коэффициентов регрессии, так как при факторном планировании все опыты используются для оценки каждого из коэффициентов регрессии. Но это обстоятельство далеко не всегда является достаточным основанием для постановки большого числа опытов. Часто, особенно на первых этапах исследования, бывает нужно получить некоторую, хотя бы и не очень точную, информацию о процессе при минимальной затрате труда на проведение экспериментов. Если можно ограничиться линейным приближением, то число опытов можно резко снизить, используя для планирования так называемые дробные реплики от полного факторного эксперимента [1].

Поясним идею дробных реплик на конкретных примерах. Допустим, что нам нужно получить линейное приближение некоторого небольшого участка поверхности отклика при трех независимых переменных. Для решения этой задачи можно ограничиться четырьмя опытами, если в планировании для полного факторного эксперимента типа 2² произведение х₁х₂ приравнять третьему фактору х₃. Будет получена матрица планирования, представленная в табл. 5.

 

Таблица 5

 

Первая полуреплика от полного факторного эксперимента типа 2³ (планирование типа 2^3-1)

 

 

Элементы этой матрицы в точности равны элементам матрицы, представленной в табл. 3, но опыты здесь будут уже ставиться с включением третьего независимого переменного х₃. В первом опыте переменные х₁ и x ₂ находятся на нижнем уровне, х₃ – на верхнем; во втором опыте х₁ находится на верхнем уровне, x ₂ и х₃ – на нижних уровнях, и т. д. Пользуясь таким планированием, можно оценить свободный член b₀ и три коэффициента регрессии при линейных членах. Если коэффициенты регрессии b_ij при парных произведениях не строго равны нулю, то найденные нами коэффициенты регрессии будут оценками для совместных эффектов:

 

 

Эти эффекты не могут быть раздельно оценены в планировании, состоящем всего из четырех опытов, так как здесь неразличимы столбцы для линейных членов и парных произведений. Если, например, в дополнение к столбцам, приведенным в табл. 5, мы вычислим еще столбец для произведения х ₁ х ₃, то увидим, что элементы этого столбца в точности равны элементам столбца х₂.

Таблица 6

 

Вторая полуреплика от полного факторного эксперимента типа 2³ (планирование типа 2^3-1)

 

 

Если после постановки первых четырех опытов у исследователя почему-либо возникнут сомнения в том, что , то он может поставить еще четыре опыта, приравняв теперь . Матрица такого планирования приведена в табл. 6. Пользуясь этой матрицей, можно оценить совместные эффекты:

 

 

Здесь элементы столбцов равны соответственно элементам столбцов , взятым с

обратным знаком.

Взяв среднее из сумм и разностей для первой и второй системы совместных оценок, мы получим коэффициенты регрессии, которые будут уже оценками для разделенных эффектов (если ограничиться рассмотрением членов до второго порядка включительно).

Например,

Легко видеть, что, объединив планирования, заданные таблицами 5 и 6, мы получим планирование, представленное таблицей 4. Первые две схемы планирования можно рассматривать как две половины или как две «полуреплики» от полного факторного эксперимента типа 2³. Отсюда понятно, что, реализовав обе полуреплики от полного факторного эксперимента типа 2³, получаем разделенные оценки для линейных эффектов и эффектов взаимодействия. Такие же разделенные эффекты будут получены, если реализовать сразу все восемь опытов для планирования типа 2³. Нужно обратить внимание на то, что разбиение матрицы планирования, представленного таблицей 5, нельзя производить путем механического распределения строк на две группы. В первую полуреплику здесь отбираются строки с нечетным числом латинских букв (это соответствует требованию – здесь третья переменная попадает на верхний уровень только в тех строках, где две другие переменные находятся одновременно на верхних или нижних уровнях). Во вторую полуреплику берутся строки с четным числом латинских букв (в соответствии с требованием ).

Обратимся теперь к задаче с четырьмя независимыми переменными. Здесь можно поступить следующим образом: в планировании 2³, представленном таблицей 4, приравнять тройное взаимодействие x ₁ x ₂ x ₃ к четвертому фактору х₄, постулируя, что b₁₂₃ = 0. Мы получим одну из полуреплик от полного факторного эксперимента типа 2⁴. Матрица такого планирования будет задана строкой:

 

 

Здесь все строки четные. Эта матрица планирования получилась из матрицы планирования 2³:

 

 

путем умножения на букву d нечетного сочетания букв (соответственно требованию х₄ = х ₁ x ₂ x ₃, четвертый фактор берется на верхнем уровне только в тех строках, где на верхнем уровне находится или один, или три других фактора). Вторую полуреплику получим, приравняв . Матрица планирования этой полуреплики будет задаваться нечетной строкой:

 

 

Эта строка получена путем умножения на букву d четных комбинаций букв в исходной матрице планирования. Объединив две полуреплики, мы опять получим матрицу планирования для полного фактора эксперимента. Число четных и нечетных строк в полном факторном эксперименте всегда одинаково. Можно пойти дальше и построить дробные реплики высокой степени дробности. Если, например, нужно изучить влияние семи переменных, то для получения линейного приближения можно ограничиться восемью опытами. Постулируя возможность линейного приближения, мы утверждаем, что все эффекты взаимодействия пренебрежимо малы. Это дает возможность получить дробную реплику из полного факторного эксперимента типа 2³, положив

Для обозначения дробных реплик, в которых р линейных эффектов приравнены к эффектам взаимодействия, удобно пользоваться условным обозначением 2 ^k-p. В последнем примере мы рассмотрели дробную реплику, представляющую собой планирование типа 2^7-4. Полуреплика от полного факторного эксперимента 2⁴ будет записываться как планирование типа 2^4-1. Такой способ записи еще полностью не характеризует свойств реплики. Дробные реплики можно получать, приравнивая основные эффекты различным эффектам взаимодействия. Например, планирование типа 2^4-1 можно получить, приравнивая х₄ к тройному взаимодействию х ₁ х ₂ х ₃или к одному из парных взаимодействий x_ix_j. Естественно, что при этом изменится система совместных оценок.

Исследование уравнений регрессии, полученных с помощью полного факторного эксперимента и дробных реплик. Легко видеть, что рассмотренные выше схемы – полный факторный эксперимент и дробные реплики обладают следующими свойствами:

 

 

где k – номер последнего столбца в матрице планирования.

 

Формально полный факторный эксперимент всегда можно рассматривать как некоторое планирование первого порядка, заменяя в матрице планирования произведения независимых переменных новыми переменными. Первое из написанных выше свойств – это свойство ортогональности: скалярное произведение всех вектор-столбцов здесь равно нулю. Второе свойство – это условие симметричного расположения всех независимых переменных относительно центра эксперимента. Наконец, третье свойство – это равенство сумм квадратов элементов для всех столбцов. Из первого условия следует, что матрица коэффициентов нормальных уравнений диагональна. Из третьего условия следует, что все диагональные элементы этой матрицы равны числу наблюдений N, а диагональные элементы обратной матрицы

Для проведения регрессионного анализа мы получаем здесь следующие очень простые формулы:

 

 

В зависимости от постановки задачи можно различным образом использовать информацию, полученную при определении S_R:

· Если имеет место насыщенное планирование (все эффекты взаимодействия заменены новыми факторами), то и, следовательно, S_R также должно быть равно нулю. В этом случае S_R вычисляют только для проверки правильности вычисления коэффициентов регрессии.

· Если имеет место ненасыщенное планирование и индекс обозначает только число линейных членов, то тогда вычисляют остаточную дисперсию и, пользуясь дисперсионным отношением , проверяют гипотезу адекватности.