CC BY
73
ТЕХНОЛОГИЯ ИЗДЕЛИИ СЕРВИСА
точная изученность услуг не позволяет приме- вытекает из задач проектирования, например, нять их напрямую в сфере сервиса. Это наглядно каркасных изделий.
Литература
1. Кривошапко С.Н., Иванов В.Н., Халаби С.М. Аналитические поверхности. М.: Наука, 2006.
2. Сдвижков О.А. MathCAD-2000: Введение в компьютерную математику. М.: Дашков и К°, 2002.
3. Сучилин В.А., Архипова Т.Н., Чубаров В.Б. Некоторые особенности разработки высокотехнологичных швейных изделий // Вестник ассоциации вузов туризма и сервиса, 2008. №4(7). С. 37—43.
4. WWW.rguts.ru / since-journal «Сервис в России и за рубежом».
УДК 687.016:687.12
РАЗРАБОТКА ЭЛЕМЕНТОВ МАТЕМАТИЧЕСКОГО И ИНФОРМАЦИОННОГО ОБЕСПЕЧЕНИЙ АДАПТАЦИОННОГО АНАЛИЗА МОДЕЛЕЙ МУЖСКОЙ ОДЕЖДЫ
А.Н. Таран, доцент, кандидат технических наук, arina-n@mail.ru,
ФГОУВПО «Российский государственный университет туризма и сервиса», г. Москва
The article discusses one of the aspects within a large topic of information technology for creative effort in the process of clothing design. The object of study is the men’s sizes (figures) in the Russian OST model 17325-86, the geometric silhouette of the men’s suit. The purpose of research is the classification improvement of the visual types of men’sfigures and the identification of the ideal forms of geometric silhouette in the men’s suit with a mathematical description. Applications of the results in the services industry should help effective estimations and form high aesthetic and functional consistency in the process of designing men’s suits, the procedure can be used in any information technology.
Keywords: male model figure, the slenderness group, model geometric silhouette, men’s suit, adaptive analysis, mathematical model.
Представлены результаты научно-исследовательской работы, выполненной по тематике: «Разработка информационных технологий выполнения работ творческого характера процесса проектирования конструкций одежды». Объектом исследования являлись мужские типовые фигуры по ОСТ 17325-86, геометрические силуэтные формы мужских костюмов, а целью исследования — совершенствование классификации зрительно-подобных типовых фигур мужчин и определение для них предпочтительных геометрических силуэтных форм мужских костюмов с математическим описанием. Применение полученных разработок на предприятиях сферы сервиса позволит эффективно решать задачи по прогнозированию и формированию высоких показателей эстетического и функционального соответствия в процессе проектирования конструкций мужских костюмов, а формальность задания разработок— включить их в любые информационные технологии.
Ключевые слова: мужские типовые фигуры, группы стройности, предпочтительные геометрические силуэтные формы, мужской костюм, адаптационный анализ, математические модели.
Развитие информационных технологий процесса проектирования конструкций одежды (ППКО) идет по пути формализации проектноконструкторских работ творческого характера, к которым относится адаптационный анализ. Формализованное представление адаптационного анализа предполагает наличие соответствующей информационной базы, математических моделей описания системы «человек-одежда», являющихся элементами информационного (ИО) и мате-
матического (МО) видов обеспечений. Известно [1], что большинство элементов ИО и МО указанного вида анализа уже имеются, но для проектирования женской одежды, а применительно к мужской одежде этот вопрос остается открытым. Для решения данной задачи проведены исследования, соответствующие основным этапам выполнения адаптационного анализа — антропометрическому и адаптационному художественноконструктивному анализам.
56 научный журнал ВЕСТНИК АССОЦИАЦИИ ВУЗОВ ТУРИЗМА И СЕРВИСА 2009 / № 4
Разработка элементов математического и информационного обеспечений...
Одним из важных элементов информационного обеспечения антропометрического анализа мужских фигур является классификация зрительно-подобных типовых фигур (ТФ) мужчин [2], которая требует совершенствования путем включения в нее трех групп стройности. В первую группу должны войти идеальные ТФ, во вторую — стройные ТФ и в третью — условно-нестройные ТФ. Это обусловлено тем, что в практике конструирования мужской одежды можно выделить три вида мужских фигур: условно-идеальные, стройные и условно-нестройные. Под идеальными фигурами мужчин понимаются фигуры манекенщиков, участвующие в процессе создания изделий новой моды. Стройные типовые фигуры мужчин обладают средними размерами, их строение отличается от идеальной фигуры, но имеется возможность приблизить эти фигуры к идеальной грамотным выбором фасона одежды. Условнонестройные типовые фигуры мужчин характеризуются большими обхватами, небольшим ростом, значительно отличаются по строению от фигур манекенщиков.
Разбиение всей совокупности мужских типовых фигур по ОСТ 17325-86 на три группы стройности выполнено по стандартному экспертному методу попарного сравнения [3]. Объектами исследования являлись графические модели 16 эталонных ТФ мужчин по классификации [2] и идеальной фигуры размера 188—92—74, который был установлен по антропометрическим данным современных манекенщиков.
В проведении эксперимента принимала участие одна смешанная группа экспертов, состоящая из 7 человек. В группу вошли инженеры-конструкторы со стажем работы до 30 лет, работающих в ЗАО «БАСК», и преподаватели РГУТиС. Проведено два тура опроса по двум этапам эксперимента. На первом этапе экспертами были определены эталонные типовые фигуры мужчин зрительно-подобные идеальной фигуре. Установлено, что к таким фигурам (фигурам первой группы стройности) относятся 18,1%, а большинство (81,9%) типовых фигур мужчин принадлежат к «стройным» и «условно-нестройным». На втором этапе эксперимента был определен состав типовых фигур мужчин второй и третьей групп стройности. В итоге к «стройным» типовым фигурам отнесено 58,4%, а к «условно-нестройным» — 23,5%.
Выполненная статистическая обработка экспериментальных данных в программе Concord_ Cof, реализованная в среде MS Excel 2007, позволила утверждать с вероятностью 0,95, что
выдвинутая гипотеза о согласованности мнений экспертов верна, так как значения коэффициентов Конкордации W, равные 0,403 и 0,417, больше критического значения 0,220. (W > W ) и фактические значения критерия Пирсона Х2 = 36, 27
гг г факт ’
и 37, 53 больше табличного Хфакт = 12,6 при числе степеней свободы v = 6.
Анализ 172 графических моделей ТФ мужчин, разработанных по методу [2], и антропометрической информации из нормативно-справочной литературы [4; 5] привел к выводу о том, что значительные отличия в строении типовых фигур мужчин по сравнению с идеальной фигурой наблюдаются в пропорциональных соотношениях роста к плечевому диаметру, поперечному и переднезаднему диаметрам на уровне линии талии. Предложено ввести коэффициенты стройности, учитывающие эти соотношения
К , = d / Р, (1)
К 2 = d / Р, (2)
К 3 = d / Р, (3)
где К ,, К , и К , — коэффициенты стройности, характеризующие пропорции мужской фигуры во фронтальной и профильной проекциях; d и d — поперечный и передне-задний диаметры талии; dm — плечевой диаметр фигуры; Р — рост.
При оценке строения типовой мужской фигуры также предложено учитывать отношение обхвата талии к росту и выразить его через соответствующий коэффициент:
К . = О / P (4)
где Кс4 — коэффициент стройности, характеризующий степень объемности мужской фигуры на уровне обхвата линии талии; О — обхват талии. Предложенные коэффициенты стройности (1)—(4) позволили выделить границы трех групп стройности мужских типовых фигур (табл. 1).
Таблица 1
Распределение эталонных типовых фигур мужчин по
группам стройности
№ п/п Группа стройности, размер типовой фигуры по ОСТ 17-325-86 Значения коэффициентов стройности № класса, процент встречаемости
1 2 3 4
Первая группа: КСтр1е[0,227;0,237] КСтрге[0,209;0,216] Кстр 3е[0,150;0,166] КСтр 4е[0,427;0,479] 18,1 %
1 О со 1 CNJ а> 1 о Г-» 9
2 170—96—78 10
57
ТЕХНОЛОГИЯ ИЗДЕЛИИ СЕРВИСА
Окончание таблицы 1
1 2 3 4
Вторая группа: КСтр,е[0,238;0,240] КСтр 2е [0,217;0,221] Кстр 3^[0,167;0,200] Кстр 4е[0,480;0,571] 58,4 %
3 164-92-86 1
4 164-96-90 2
5 164-104-92 4
6 170-96-84 11
7 170-96-96 12
8 170-104-86 14
Третья группа: Кстр ,е[0,241;0,248] Кстр 2е [0,222;0,257] Кстр 3^[0,201;0,238] Кстр 4е[0,572;0,720] 23,5 %
9 164-100-100 3
10 164-108-102 5
11 164-108-108 6
12 164-112-100 7
13 164-112-112 8
14 170-100-106 13
15 170-108-114 15
16 170-116-122 16
В первую группу фигур «максимально приближенных к идеальной» вошли 2 класса зрительно-подобных ТФ мужчин, во вторую группу «стройных» — 6 классов и в третью группу «условно-нестройных» фигур — 8 классов. Распределение классов зрительно подобных типовых фигур мужчин по группам стройности представлено в табл. 1.
В новый вариант классификации зрительно подобных типовых фигур введены три группы стройности, коэффициенты и пределы, позволяющие однозначно охарактеризовать основные пропорции мужской фигуры и отнести ее к одной из трех групп стройности. Фрагмент новой классификации зрительно-подобных типовых фигур мужчин представлен в виде табл. 2.
Усовершенствованная классификация зрительно подобных ТФ мужчин позволяет сделать однозначный вывод о необходимости адаптации проектируемой модели мужской одежды к за-
Таблица 2
фрагмент нового варианта классификации зрительно-подобных типовых фигур мужчин
1 -Q 1— С О С X 5^ =; о. о >-= >s Z х № класса зрительно подобных фигур Интервалы безразличия по коэффициентам стройности Графическая модель эталонной типовой фигуры Размеры типовых фигур по ОСТ (17325-86) Частота встречаемости фигур, %
1 2 3 4 5 6
Первая группа стройности
1 1 Кстр1£[0,227; Z z * z 170-92-80 2,6
^[ОДО;
0,216]
Кстр зе[°,15°; 0,166]
Кстр Л0,427;
0,479]
[Г
1
7
А г
/
Щ \
ГМЭТФ 170-92-80
164-88-70
170-88-70
176-88-70
176-92-74
182-92-74
182-96-78
188-96-78
188-100-82
0,4
1,0
0,1
0,7
0,4
0,7
0,1
Х
58 научный журнал ВЕСТНИК АССОЦИАЦИИ ВУЗОВ ТУРИЗМА И СЕРВИСА 2009 / № 4
Разработка элементов математического и информационного обеспечений...
Окончание таблицы 2
1
2
5
6
Вторая группа стройности
3
Кстр1е[0,238:
0,240]
Кстр 2е[0,217’ 0,221]
Кстр 3£[0,167; 0,200]
Кстр 4е[0,480;
0,571]
ГМЭТФ 170-104-86
170-104-86
164-96-78
164-100-82
164-104-86
164-108-90
170-108-90
176-108-90
182-104-86
1,9
1,8
1,1
0,1
0,1
0,1
0,9
0,4
Третья группа стройности
5
16
Кстр 1^0,241;
0,248]
Кстр 2е10,222;
0,257]
Кстр 3£[0,201;
0,238]
Кстр 4е[0,572;
0,720]
170-116-122 Х
164-112-118 Х
164-116-122 Х
170-120-126 Х
170-124-130 Х
176-120-126 Х
59
3
4
1
ТЕХНОЛОГИЯ ИЗДЕЛИИ СЕРВИСА
данной фигуре потребителя. Для типовых фигур мужчин, принадлежащих к первой группе стройности, адаптация не производится. Если ТФ попадает в интервалы второй группы стройности, то необходимо выполнить адаптацию модной модели одежды, с тем чтобы приблизить заданную фигуру потребителя к идеальной фигуре. Для типовых фигур мужчин третьей группы стройности необходимо разрабатывать свои предпочтитель-
A/B B1 B2 b3 b4
el e2 e3 e4
а1 cla c2p c3y c45
e4 e3 e2 e1
a2 c2y c1S c4a CQ. co о
e2 el e4 e3
a3 c35 c4y clp c2a
e3 e4 el e2
a4 c4p c3a c25 cly
Рис. 1. Планирование эксперимента по гипер-греко-латинскому квадрату
ные модели одежды с учетом тенденций современной моды.
С целью обоснованного выбора предпочтительной ГСФ одежды для каждого класса зрительно-подобных ТФ мужчин второй и третьей групп стройности осуществлено планирование и проведен эксперимент. В качестве исходной информации использованы: графические модели эталонных типовых фигур мужчин второй и третьей групп стройности, набор ГСФ мужских костюмов во фронтальной проекции, вариации параметров ГСФ мужских костюмов. Планирование экспериментального исследования проведено с использованием неполноблочных блок-схем многофакторного эксперимента. Экспериментальное исследование выполнено в следующем порядке: построение различных вариантов ГСФ мужских костюмов на графических моделях эталонных ТФ (ГМЭТФ); проведение экспертного опроса по стандартной методике для выявления предпочтительных вариантов ГСФ мужских костюмов; обработка полученных результатов.
Анализ существующего разнообразия ГСФ мужских костюмов по журналам мод за последние 60 лет позволил выявить четыре из них, имеющие наибольший процент встречаемости (более 10%) и позволяющие максимально скрыть недостатки в строении фигуры типового потребителя.
Ввиду большого числа неоднородных факторов (четырнадцать ГМЭТФ с различными параметрами строения и четыре ГСФ с вариациями параметров, 5 экспертов) планирование эксперимента выполнено по латинскому (для ГСФ № 1.1, 1.2, 2.1, табл. 5) и гипер-греко-латинскому (для ГСФ №3.1, табл. 5) квадратам (рис. 1, 2).
В качестве уровней варьирования факторов (табл. 3) для латинского квадрата выбраны па-
A/B b1 b2 b3 b4
a1 cl c2 c3 c4
a2 c2 cl c4 c3
a3 c3 c4 cl c2
a4 c4 c3 c2 cl
Рис. 2. Планирование эксперимента по латинскому квадрату
раметры фронтальной проекции ГСФ мужского костюма № 1.1, 1.2, 2.1, в большей степени влияющие на зрительное восприятие системы «человек-одежда», и ведущие размерные признаки эталонных ТФ мужчин по классификации (табл. 2). Ввиду того, что для формирования планов многофакторного эксперимента наиболее целесообразным являлось использование решетки плана размером 4х4 ячейки, то из эксперимента были исключены эталонные ТФ 164-112-112 и 170-96-104 (b13, Ь14). Для этих ТФ будет проведен полный факторный эксперимент по выявлению предпочтительных ГСФ мужских костюмов.
Таблица 3
Уровни варьирования факторов эксперимента 43
№ фактора Условное обозначение Уровни варьирования
1 A Ширина изделия в области плеч: а1,а9,а3,ал
2 B Размер типовой фигуры (ОСТ 17325-86): b1 ^ b3, b4, ^ b6, b7, b8, b9, ^ b11, b12
3 C Проекционная длина пиджака: с1, с2, с3, с4
60 научный журнал ВЕСТНИК АССОЦИАЦИИ ВУЗОВ ТУРИЗМА И СЕРВИСА 2009 / № 4
Разработка элементов математического и информационного обеспечений...
Планирование эксперимента по выявлению предпочтительных вариантов ГСФ № 3.1 (табл. 5) для эталонных ТФ мужчин выполнено по гипер-греко-латинскому квадрату, так как эта силуэтная форма имеет большое количество параметров. Уровни варьирования факторов для дисперсионного анализа факторного эксперимента 45 представлены в табл. 4.
Таблица 4
Уровни варьирования факторов эксперимента 45
№ фактора Условное обозначение Уровни варьирования
1 2 3
1 А Ширина пиджака в области плеч: а,,а,,а3,а4
2 В Размер типовой фигуры (ОСТ 17325-86): br ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ b9 ^ b11 b12
3 С Проекционная длина пиджака: ^ ^ ^ c4
4 D Проекционная ширина пиджака по линии талии: а, р, у, б
5 E Проекционная ширина брюк по линии низа: е1- е2- е3- е4
Сочетание указанных параметров, их вариаций определило число вариантов ГСФ мужских костюмов, участвующих в экспертном опросе. Экспертам для оценки предпочтительности было представлено 192 варианта ГСФ мужских костюмов во фронтальной проекции, построенные в среде АutoCAD 2008 на эталонных ГМТФ мужчин второй и третьей групп стройности. Опрос проведен путем анкетирования 5 экспертов из состава инженеров-конструкторов со стажем работы до 30 лет, работающих в ЗАО «БАСК». Экспертный опрос проводился дважды. Критерием при решении вопроса о предпочтительности представленных вариантов ГСФ мужских костюмов была принята 30% доля правильных ответов в генеральной совокупности, т.е. семь положительных ответов из десяти возможных. Согласованность мнений экспертов оценивалась по коэффициенту Конкордации W, значения которого составили от 0,393 до 0,401, что подтверждает единое мнение экспертов в оценке предпочтительности геометрических силуэтных форм мужских костюмов для эталонных ТФ мужчин. Оценка значимости полученных коэффициентов Конкордации по критерию Пирсона х2 [6] при числе степеней
свободы df = 15 позволила с вероятностью 0,95 утверждать, что совпадения мнений экспертов не является случайным, поскольку расчетные значения х2 составляют от 35,37 до 36,09, что больше табличного х(0,05)2 = 25,0.
Для проверки случайности распределения факторов в разработанных блок-схемах многофакторного эксперимента проведен дисперсионный анализ по модели [7], используя возможности среды Microsoft Office Exel 2007
Ущш = Р + а + Pj + Tk + res + ^(jr (5)
где Уцкт— экспериментальный результат, полученный с г-ым уровнем фактора А, у-ым уровнем фактора В и k-м уровнем фактора С, р — общий эффект во всех опытах, а. — эффект строки (фактора А), Pj — эффект столбца (фактора В), ук—эффект элемента квадрата (фактора С), res — член, включающий все источники дисперсии, которые не предсказаны линейной моделью, smftik)— случайная ошибка в эксперименте, m — число наблюдений в каждой ячейки квадрата.
Выполненная обработка экспериментальных данных по методике [7] позволила утверждать, что планирование по латинскому и гипер-греко-латинскому квадратам не вызывает сомнения, так как во всех двенадцати экспериментах расчетные значения критерия Фишера (F от 1,82 до 3,22) меньше критического (F =3,24 [6] ) при 5% уровне значимости.
На основе результатов выполненного эксперимента и формальных моделей описания четырех ГСФ мужских костюмов (№ 1.1, 1.2, 2.1, 3.1) разработаны ММ для выявленных вариантов предпочтительных ГСФ мужских костюмов. Фрагмент разработанных ММ представлен в табл. 5 для зрительно-подобных ТФ мужчин четвертого класса.
Анализ экспериментальных данных позволил выявить, что для мужских типовых фигур второй группы стройности подходят все типовые ГСФ одежды, но с определенными параметрами, а для типовых фигур третьей группы стройности наблюдается уменьшение количества предпочтительных ГСФ мужских костюмов в зависимости от антропометрического строения фигуры. На основе полученных результатов сформирован каталог предпочтительных вариантов ГСФ мужских костюмов с математическим заданием параметров для каждого класса зрительно подобных ТФ мужчин второй и третьей групп стройности.
Разработанный новый вариант классификации зрительно-подобных типовых фигур мужчин с формализованным их описанием и каталог пред-
61
ТЕХНОЛОГИЯ ИЗДЕЛИЙ СЕРВИСА
Таблица 5
Предпочтительные варианты геометрических силуэтных форм мужских костюмов с математическим описанием для зрительно подобных фигур четвертого класса
ГСФ мужского костюма во фронтальной проекции с формальным описанием
Математическое описание пред-почтительной ГСФ
ГСФ мужского костюма во фронтальной проекции с формальным описанием
Математическое описание предпочтительной ГСФ
ГСФ мужского костюма во фронтальной проекции с формальным описанием
Математическое описание предпочтительной ГСФ
2
3
Н-гН
ГСФ № 1.1
К = а / b;
К3 = 2d / a;
К = а / Рф;
К5 = d / Рф
К6 = (b + c) / Рф
ММ = {К,, К2 ________________:
К,= 0,707; К2= 0,231; К3 = 0,702 К4 = 0,287 К5 = 0,100 К = 0,829
К1= 0,757; К2= 0,240; К3 = 0,670 К4 = 0,640 К5 = 0,304
К6 = 0,100
6
ГСФ № 1.2 К = а / b
К3 = e / a;
К4 = 2d / a;
К5 = а / рф;
К6 = d / рф;
К7= (b + c) / рф
ГСФ № 3.1 К = а / b
К4 = d / f;
К5 = h / j;
К6 = 2d / a;
К7 = а / рф;
К8 = d / рф;
К9 = h/ рф;
К10= (b + С) / рф
К4= 0,661; К2= 0,249; К3 = 0,702 К4 = 0,100 К5 = 0,954 К6 = 0,702 К7 = 0,287
К1П = 0,841
Примечание: Рф — рост фигуры
4
5
6
ММ = {К К2 ..., К7}
ММ = {К1, К2
К7 = 0,841
К8 = 0,100
К9 = 0,226
К2 = d / c
К2 = d / c
К2 = d / c
К3 = e / a
почтительных вариантов ГСФ мужского костюма с математическим заданием параметров являются компонентами МО и ИО адаптационного анализа мужской одежды, могут быть использованы
для разных информационных технологий ППКО и рекомендованы к применению на любых типах швейных предприятий.
Литература
1. Медведева Т.В. Монография. Развитие основ формирования качества при проектировании конструкций одежды. М.: ГОУВПО МГУС, 2005.
2. Таран А.Н. Разработка классификации зрительно-подобных типовых фигур мужчин методом кластеризации // Вестник РГУТиС. 2008 № 3. С. 50-53.
3. Гохман О.Г. Экспертное оценивание. Воронеж: Воронежский ун-т, 1991.
4. ОСТ 17325-86 Изделия швейные, трикотажные, меховые. Типовые фигуры мужчин. Размерные признаки для проектирования одежды.
5. ГОСТ 17521-72 «Типовые фигуры мужчин. Размерные признаки для проектирования одежды».
6. Теория статистики с основами теории вероятностей / Под. ред. И.И. Елисеевой. М.: Юнити, 2001.
7. Маркова Е.В., Лисенков А.Н. Комбинаторные планы в задачах многофакторного эксперимента. М.: Наука, 1979.
62 научный журнал ВЕСТНИК АССОЦИАЦИИ ВУЗОВ ТУРИЗМА И СЕРВИСА 2009 / № 4
