Alekseenko, Vadym

Алексеенко, Вадим Александрович

Лісовий, І. О.

Олексієнко, Вадим Олександрович

Харитонова, А. І.

Tavria State Agrotechnological University

 Праці ТДАТУ                                                                                                Вип. 16. Т. 1   45УДК 631.17:633.16  ЛІНІЙНА МОДЕЛЬ ПРОЦЕСУ ПРОРОЩУВАННЯ ЗЕРЕН ЯЧМЕНЮ  Харитонова А.І., аспірант,* 6 Олексієнко В.О., к.т.н., Лісовий І.О., к.т.н. Таврійський державний агротехнологічний університет Тел.(0619) 42-13-06  Анотація – у статті розглядається лінійна модель першого порядку, побудована на основі повного факторного експерименту, що дозволяє прогнозувати збільшення довжини паростків ячменю. Фактори моделі - доза випромінювання іонізації повітря, товщина шару зерна, вологість солоду. Ключові слова – доза; якість; товщина шару; вологість солоду; повний факторний експеримент (ПФЕ); критерій.  Постановка проблеми. Розглядається динаміка зміни довжини пророщування зерна на основі ПФЕ, аналіз чинників, а також рівняння лінійної залежності від досліджуваних факторів. У статті представлена лінійна модель першого порядку побудована на основі повного факторного експерименту, який значно спрощує розрахунки обробки даних при проведенні експерименту. Анализ останніх досліджень. У роботі представлені розрахунки з отримання лінійної залежності за допомогою ПФЕ, аналіз даних за допомогою критеріїв. Формулювання цілей статті (постановка завдання). Одержання лінійної моделі для прогнозу збільшення довжини паростків ячменю від факторів - дози випромінювання іонізації повітря, товщини шару зерна і вологості солоду. Основна частина. Експеримент був проведений на спеціальній лабораторній установці  для прискореного пророщування солоду. При проведенні експерименту впливу факторів на процес пророщування солоду ячменю попередньо підготували три вибірки ячменю по 1000 г. Потім рівномірно розклали зерна в ємність і встановили режим завантаження іонізованого повітря, відповідний постановці експерименту в області максимальної продуктивності. В експериментальній установці встановили значення основних керованих факторів у раціональних межах рівня варіювання.                                                   © Харитонова А.І., аспірант, Олексієнко В.О., к.т.н.,доцент, Лісовий І.О.,к.т.н., ст.. викладач * Наууовий керівник – к.т.н., доцент Олексієнко В.О.  Праці ТДАТУ                                                                                                Вип. 16. Т. 1   46При проведенні експерименту розглядалися фактори: - Доза випромінювання іонізації повітря, - Товщина шару зерна, - Вологість солоду. Повний факторний експеримент впливу факторів на збільшення довжини паростків ячменю (Y) полягав у варіюванні трьох факторів на верхньому (+) і нижньому (-) рівні, визначенні математичної моделі першого і другого порядків, виходячи з технологічних міркувань, дані заносились заносяться в таблицю 1.  Таблиця 1 – Рівні факторів і інтервали варіювання для планування експерименту Рівні варіювання Найменування факторів Доза ви-проміню-вання іонізації повітря, rem, іонів в 1 см3 Код Товщина шару зерна,  s, cм  Код Вологість солоду  F, % Код Кодове позначення х1  х2  х3  Нульовий рівень 5,05·104 0 2,5 0 45 0 Нижній 103 - 2 - 43 - Верхній 105 + 3 + 47 + Інтервал варіювання 4,95·104  0,5  2   Мета досліджень: отримання лінійної моделі виду i 0 1 1 2 2 3 3 12 1 2 12 1 2 13 1 323 2 3 123 1 2 3y b b x b x b x b x x b x x b x xb x x b x x x .        (1)   Таблиця 2 - Розрахункова таблиця для ПФЕ першого порядку Фактори Фактори взаємодії Відгуки Середнє y  Построчна дисперсія 2iS  Z0 Z1 Z2 Z3 Z12 Z13 Z23 Z123 Y1 Y2 Y3 1 1 1 1 1 1 1 1 2 2,05 1,98 2,04 0,0013 1 -1 1 1 -1 -1 1 -1 2,08 2,12 2,14 2,05 0,00093 1 1 -1 1 -1 1 -1 -1 2,16 2,14 2,18 2,16 0,0004 1 -1 -1 1 1 -1 -1 1 1,97 2,01 2 2,23 0,00043 1 1 1 -1 1 -1 -1 -1 2,08 2,09 2,07 2,08 0,0001 1 -1 1 -1 -1 1 -1 1 2,07 2,1 2,15 2,09 0,00163   Праці ТДАТУ                                                                                                Вип. 16. Т. 1   47Продовження таблиці 2.  Складається план відсіювання експерименту на основі стандартної матриці (табл. 2). Для усунення випадкової помилки експерименту виміри при кожному досліді проводилися тричі. Результати кодованих факторів і факторів взаємодії представлені в таблиці 2. Розширена матриця планування - X і матриця відгуків Y для ПФЕ першого порядку представлені   X1111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111111, .  Розрахункові блоки представлені в таблиці 2.  Таблиця 3 – Критерій  Кохрена  1. Критерій Кохрена построкові дисперсії 212 )(11miiii yymS,  де m – число паралельних дослідів, розрахункові і табличне значення NiiiipSSG22 max, )Nf;1mf;05,0(GG 21тp   Помилка досліду NSS v220    0016,0max2 iS   NiiS12 0053,0   516,0;308,0  tp GG 516,0308,0   00063,020 S  1 1 -1 -1 -1 -1 1 1 2,26 2,28 2,24 2,26 0,0004 1 -1 -1 -1 1 1 1 -1 2,27 2,28 2,26 2,27 0,0001 0,0053  Праці ТДАТУ                                                                                                Вип. 16. Т. 1   48Відтворюваність дослідів хороша, тобто  516,0308,0   Для зазначених факторів перевірялися й аналізувалися три критерії: а) Критерій Кохрена (перевірка дисперсії на однорідність, тим самим усунення дослідів, заміри в яких сильно відрізнялися від інших, (табл. 3); б) Критерій Стьюдента (перевірка коефіцієнтів на значущість), (табл. 4); в) Критерій Фішера (перевірка моделі на адекватність або придатність), (табл.5).  Таблиця 4 – Критерій Стьюдента 2.   Критерій Стьюдента Коефіцієнти лінійної моделі   YХХXB Т1Т  . Дисперсії і коефіцієнти  регресії NSSib202 . Розрахункові і табличне значення Стьюдента: iibibSbt , ))1m(Nk;05,0(tт  B2.1243.333 1034.667 10 25.5 10 23.583 10 21.25 1023.917 1023.167 10 2 tb2.334 1020.3665.1286.0443.9381.3744.3043.48  746,1))1(;05,0(  mNktт   1b  - коефіцієнт незначимий  (в моделі не присутній)    Таким чином, рівняння лінійної регресії   i 1 2 3 1 2 1 32 3 1 2 3y 81,331 5,256z 0,469z 12,144z 0,356z z 2,431z z1,656z z 0,669z z z ,       (2) Оскільки коефіцієнти  123121 b,b,b  незначимі, рівняння моделі  323132i zz656,1zz431,2z144,12z469,0331,81y   ,      (3)  Для визначення адекватності моделі порівняємо критичне і розрахункове значення критерію Фішера    Праці ТДАТУ                                                                                                Вип. 16. Т. 1   49Таблиця 5 - Критерій Фішера 3. Критерій Фішера (перевірка на адекватність)    N1i2ii2ад )y~y(lNmS де m  - число паралельних дослідів; N - число рядків матриці планування; l  - число значущих коефіцієнтів рівняння лінійної регресії. Розрахункове та табличне значення    202адpSSF , ))1(;;05,0( 21  mNflNfFt    003137,02 адS     231,2pF   334,2)16,2;05,0( tF  2,231 < 2,334 Розкодирована лінійна модель має вигляд       i 1 2 3 1 32 3y 142,39 0,016x 3,398x 0,807x 0,00022x x0,041x x ,                        (4)  Висновки. Таким чином, у статті розглядалася лінійна модель першого порядку, побудована на основі повного факторного експерименту, завдяки якому значно спростилися розрахунки обробки даних при проведенні експерименту.  Література: 1.  Бондарь А.Г. Планирование эксперимента в химической технологии./ А.Г. Бондарь, Г.А.  Статюха //”Вища школа”, Киев, 1976, - С.180. 2. Доспехов В.А., Веденяпин Г.В. Общая методика экспериментального исследования и обработки опытных данных. – М.: Колос, 1973. – 199 с. 3. Спиридонов А.А. Планирование эксперимента при исследовании технологических процессов / А.А. Спиридонов. – М.: Машиностроение, 1981. – 184 с. 4.   Хемди А. Введение в исследование операций. М.-К.: 2005.-901 с. 5. Бадретдинов Б.Ф. Электротехнология и урожайность сельскохозяйственных культур / Б.Ф. Бадретдинов, А.А. Тюр, Я.М. Каюмов // Электрификация сельского хозяйства. – 2000. – Вып. 2. – С. 90 – 92.  Праці ТДАТУ                                                                                                Вип. 16. Т. 1   506.   Домарецький В.А. Вітчизняний та світовий досвід України у виробництві пива/ В.А. Домарецький, А.М. Куц, М.В. Карпутіна, І.В. Мельник// Харчова промисловість. – Київ: НУХТ, 2012. –   С. 6-9.  ЛИНЕЙНАЯ МОДЕЛЬ ПРОЦЕССА ПРОРАЩИВАНИЯ ЗЁРЕН ЯЧМЕНЯ  Харитонова А.И., Алексеенко В.А., Лисовый И.А.   Аннотация - в статье рассматривается линейная модель первого порядка, построенная на основе полного факторного эксперимента, позволяющая прогнозировать увеличение длины ростков ячменя. Факторы модели - доза излучения ионизации воздуха, толщина слоя зерна, влажность солода.  A LINEAR MODEL OF THE PROCESS OF GERMINATION OF BARLEY GRAINS  А. Kharytonova, V. Oleksiienko, L. Lisovij   Summary  The first order linear model based on the full factorial experiment and enabing to predict the increase in  the length of barley sprouts has been studied in the article.  The model factors are dose of air ionizing radiation, layer thickness of the grain, malt moisture content. 

Лінійна модель процесу пророщування зерен ячменю

http://elar.tsatu.edu.ua/bitstream/123456789/1116/1/7.pdf

Лінійна модель процесу пророщування зерен ячменю

Abstract

Similar works

Full text

Available Versions

Tavria State Agrotechnological University