Информационная система поддержки принятия решений при проектировании процесса ультрафиолетовой литографии (1090501), страница 23

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 23)

степень доверия к его информации:1i Ni 14.Di1.(5.1.10)DiС учетом доверия к эксперту оценка прогнозируемой величиныгруппой экспертов рассчитывается по соотношению165~ NZ  i Z i .(5.2.11)i 15.Дисперсия прогнозируемой величины определяется в видеN~D~i ( Z  Z i ) 2i 1N.(5.2.12)i (1  i )i 1Как уже отмечалось выше, методы прогнозирования могут с успехомприменяться для числовых оценок, определяющих альтернативы исполненияслоев, примыкающих к рабочему слою. При этом каждой альтернативе ставится всоответствии одна оценка. В ряде случаев для решения этой задачи являетсяудобной еще одна модификация подхода Дельфи.При организации опроса весь интервал, в котором может находиться оценкаальтернативы, разбивается на m интервалов e1 , e2 , ..., em :m ei  Z max  Z min .(5.2.13)i 1Каждый из экспертов сообщает вероятность pij попадания оцениваемойвеличины в каждой из интервалов (где i – номер эксперта, j – номер интервала).Суммарное мнение экспертов о попадании оцениваемой величины в каждыйиз интервалов определяется с учетом коэффициента доверия к экспертувеличинойN pij ii i 1N,(5.2.14)ii 1которая после нормирования:pi jm j,(5.2.15)j 1позволяет построить закон распределения вероятности попадания оцениваемой166величины в интервалы оценки.В качестве результирующей оценки рассматривается медиана построенногораспределения, определяемая как величина оценки, которая делит распределенияна две равные части:p ( E  E 2 )  0,5 .(5.2.16)Помимо медианы E 2 вычисляется диапазон квантилей:E  E 3  E1 ;(5.2.17)где p ( E  E 3 )  0,75 ; ~p ( E  E1 )  0,25 .По опыту использования этой процедуры рекомендуется прекращатьповторные опросы при уменьшении диапазона квантилей в 1,6 раза по сравнениюсо значением, полученным после первого тура опроса.

[85]5.3 Расчетно-логическаясхемаопределенияэффективностипринимаемых решений в ультрафиолетовой литографическойтехнологииС целью нахождения сложного предпочтения на множестве альтернативвыдвигается простая нулевая гипотеза H 0 : «значение стоимостного показателяпринимается». При этом комитетом оценки эффективности принимаемыхрешений будем называть такое конечное множество векторов классаR n : К  ( x1 , x2 , ..., xn )  R n ,(5.3.1)для которого принятие нулевой гипотезы H 0 при заданном уровне значимости обеспечиваютопределенноечислокомпонентоввектораX.Решениесформулированной выше задачи связано, во-первых, с определением вектора X n ,количественноотображающегоэффективностьустановлениястоимостныхпоказателей технологического процесса ультрафиолетовой литографии, вовторых, с оценкой уровня значимости и эффективности (мощности критерия)принимаемого решения.Для решения данной задачи с успехом применен подход, основанный на167составлении таблиц.

Поле таблицы, образованное в результате декартовогопроизведения множеств альтернатив и признаков, формирует образ (отображение)вариантовустановлениястоимостныхпоказателейвариантовреализациитехнологического процесса ультрафиолетовой литографии. При этом ситуациювозможной, но не выявленной неадекватности отображения оригиналу назовемситуацией неопределенности.

Поле таблицы представляет собой множествопараметров, которые формируют в ситуации неопределенности некоторуюобобщенную оценку качества. «Вес» параметров в формировании обобщеннойоценки отождествляется с количественной мерой степени уверенности вситуации, объективно существующей неопределенности. Смысл данной мерысостоит в том, чтобы соответствующим образом интерпретировать понятие«вероятность». При этом «вероятность» как категория диалектики совмещает всебе и меру объективной возможности события, и степень субъективнойуверенности в появлении событий.С целью формализации задачи выбора решения множество альтернативидентифицируем с пространством событий {A} , а множество признаков ссобытиями {a} .

Тогда очевидно, что элементы матрицы, образованной врезультате декартового произведения { A}  {a} возможно идентифицировать сэлементарными событиями {r} : При этом определенная на {r} нормированнаямера соответствует вероятности p (r ) , которая отождествляется с понятиеминтегрального потенциала заданного комплекса элементарных событий. Тогдасвязь между всеми компонентами, формирующими обобщенную оценку качестваустановления стоимостных показателей пластин технологического процессаультрафиолетовой литографии, осуществляется через определенную на этихкомпонентах нормированную меру, которая отождествляется с вероятностьюp (a ) .Данное упрощение задачи выбора решения позволяет символическипредставитьеетройкой{ A}, {a},p (a)  ,называемойвероятностнымпространством принятия решений в случае выполнения ряда аксиом:168Аксиома 1.

В вероятностном смысле любые события сравнимы.Аксиома 2. Для любого вероятностного пространства принятия решений{ A}, {a},p ( a )  множество выбора {A} не пусто, т.е. всякая задача выборарационального варианта может быть решена.Аксиома 3. Система оценок, отражающая степень уверенности в ситуацииобъективно существующей неопределенности, устанавливаемая весом всехкомпонентов,формирующихоценочныйпотенциал,отождествляетсясвероятностью p (a ) .Аксиома 4. Множество признаков должно с высокой эффективностьюотображать оценочный потенциал.Аксиома 5.

Понятие интегрального потенциала элементарных событийотождествляется с вероятностью p (r ) .Аксиома 6. Имеетсмыслсуществованиеаприорногораспределениявероятностей на множество признаков.Аксиома 7. (аксиомы Колмогорова):7.1.mn Pji ( r )  1,(5.3.2)j 1 i 1где j – число элементов множества альтернатив, i – число элементов множествапризнаков.7.2. Если события r11 , ..., r1n ; ...; rm1 , ..., rmn попарно независимы, тоP(r11  r12  ...

 r1n )  P(r11 )  P(r12 )  ...  P(r1n );P(rm1  rm 2  ...  rmn )  P(rm1 )  P(rm 2 )  ...  P(rmn ).(5.3.3)Аксиома 8. Если в конкретных условиях степень связи тех или иныхпризнаков проявляется пренебрежительно, слабо или не находит очевидногофизического механизма, при помощи которого осуществлялась бы связь междуними, то это дает основание считать их физически независимыми, т.е. события,реальные прообразы которых причинно независимы, независимы в вероятностномсмысле.169Аксиома 9. Поскольку с позиции теории информации процесс развития вобласти ультрафиолетовой литографической технологии представляется какпроцесс накопления информации, определяющей упорядоченность структуры(внутренние связи) развивающейся системы, вполне закономерной являетсяоценка эффективности принимаемых решений с помощью используемой в теорииинформации статистической формулы энтропии.Аксиомы служат собственным основанием, необходимым для построениятеории оценки эффективности принимаемых решений группой, состоящей изпредставителей заказчика и ответственных за определение стоимостныхпоказателей.

При этом разработанный теоретический подход к решениюпроблемы принятия решений отвечает условиям симметрии и строгогодоминирования.Ситуация принятия решений в развернутой форме характеризуетсятаблицей, у которой один вход образован множеством альтернатив, а другой –множеством признаков. При этом два компонента {A} и {a} из тройки{ A}, {a},p ( a )  , образующей вероятностное пространство принятия решений,устанавливаются в ходе определения стоимостных показателей технологическихпроцессов и по результатам согласования дополняются ответственными заопределение стоимостных показателей.

Поэтому для установления бинарногоотношения порядка на множестве альтернатив необходимо определить численноезначение величины p (a ) . Информационная ситуация при расчете значениявероятности p (a ) по наиболее полной совокупности частных показателей,определяющихэффективностьустановлениястоимостныхпоказателейтехнологических процессов, укладывается в следующую схему.Имеется n сравниваемых между собой значений стоимостного показателятехнологического процесса ультрафиолетовой литографии.

Каждому значениюпоставлена в соответствие совокупность характеристик (частных показателей),устанавливающих обобщенный показатель качества определения стоимостногопоказателя. Пусть таких характеристик (частных показателей) m шт. Тогда170обозначимчерезaijj -ыйчастныйпоказателькачестваопределениястоимостного показателя. Совокупность характеристик заполняет поле исходнойматрицы {m  n} . В данной матрице количество столбцов соответствует числусравниваемыхвариантовтехнологическогоколичествострокустановленияпроцесса–числустоимостныхультрафиолетовойчастныхпоказателейпоказателейлитографии,качествааопределениястоимостного показателя (табл.

Характеристики

Список файлов диссертации