Previous Page  10 / 14 Next Page
Information
Show Menu
Previous Page 10 / 14 Next Page
Page Background

Здесь

D

0

= (

x

iu

)

,

i

= 1

, . . . , k

;

u

= 1

, . . . , N

0

;

N

0

=

mn

— матрица

факторного плана с повторными наблюдениями

{

y

ls

}

;

0

— нулевая

матрица размером

n

0

×

k

. Очевидно, что

D = (

x

iu

)

,

i

= 1

, . . . , k

;

u

= 1

, . . . , N

— матрица размером

N

×

k

,

N

=

N

0

+

n

0

.

В этом случае несмещенная оценка параметра

σ

2

равна

s

2

e

=

1

N

(

n

+ 1)

"

n

X

l

=1

m

X

s

=1

(

y

ls

y

l

)

2

+

n

0

X

i

=1

(

y

0

l

y

0

)

2

#

.

При

f

(0

,

0

, . . . ,

0) =

β

0

матрица независимых переменных

X = (

x

ju

)

,

j

= 0

,

1

, . . . , p

0

;

u

= 1

,

2

, . . . , N

, удовлетворяет условиям

N

X

u

=1

x

2

0

u

=

N

;

N

X

u

=1

x

2

ju

=

N, j

= 0

,

1

, . . . , p

0

;

N

X

u

=1

x

iu

x

ju

= 0

, i, j

= 0

,

1

,

2

, . . . , p

0

;

i

6

=

j.

Оценка параметра

σ

2

, связанная с неадекватностью модели, со-

ставляет

s

2

r

=

Q

1

/

(

n

+ 1

r

) =

Q

1

/

(

n

p

0

)

, где

r

=

p

0

+ 1

;

Q

1

=

m

n

X

l

=1

y

2

l

+

n

0

y

2

0

N

0

p

0

X

j

=1

b

β

j

2

N

b

β

0

2

, причем

b

β

0

=

1

N

m

n

X

l

=1

y

l

+

n

0

y

0

!

;

b

β

0

=

1

N

0

N

0

X

u

=1

x

ju

y

u

, j

= 1

,

2

, . . . , p

0

.

Гипотеза

H

0

отклоняется, если

s

2

r

/

s

2

e

> F

α

;

n

p

0

,n

,

n

=

N

(

n

+ 1)

.

Проверка гипотезы адекватности модели при ротатабельном

планировании.

Пусть

D = (

x

iu

)

,

i

= 1

, . . . , k

;

u

= 1

, . . . , N

— матрица

плана второго порядка, а

X = (

x

ju

)

,

j

= 0

,

1

, . . . , p

;

u

= 1

,

2

, . . . , N

соответствующая ей функция отклика матрицы независимых перемен-

ных.

Рассмотрим задачу проверки гипотезы адекватности модели. Обо-

значим через

y

1

, y

2

, . . . , y

N

наблюдения в точках плана. Примем, что

повторные наблюдения

{

y

0

u

}

,

u

= 1

,

2

, . . . , n

0

, имеются лишь в цен-

тре плана. В принятых обозначениях

y

0

u

=

y

(

N

n

0

)+

u

,

u

= 1

,

2

, . . . , n

0

.

Далее

Q

2

=

n

0

X

u

=1

(

y

0

u

y

u

)

2

, y

u

=

1

n

0

n

0

X

u

=1

y

0

u

.

Число различных точек плана

n

=

N

n

0

+ 1

, поэтому величи-

на

s

2

e

=

Q

2

/

(

N

n

) =

Q

2

/

(

n

0

1)

, будет несмещенной оцен-

кой дисперсии наблюдений

σ

2

. Сумма квадратов

Q

1

=

Q

0

Q

2

,

12

ISSN 1812-3368. Вестник МГТУ им. Н.Э. Баумана. Сер. “Естественные науки”. 2016. № 1