- •1 Расчет параметров посадки
- •Отклонения отверстия и вала по гост 25347-82
- •Предельные размеры:
- •2 Расчет сборочных размерных цепей методами взаимозаменяемости Задача 1
- •Значение передаточных отношений
- •Задача 2 (обратная задача)
- •Задача 3
- •Значения передаточных отношений
- •Задача 4 (обратная задача)
- •Сведем данные для расчета в таблицу
- •3 Обработка результатов прямых многократных равноточных измерений
- •Список литературы
Задача 4 (обратная задача)
Найти предельные значения размера А при значениях составляющих размеров, полученных в результате решения задачи 3. Расчет произвести вероятностным методом исходя из допустимого брака на сборке, равного 0,27 %.
Сведем данные для расчета в таблицу
Таблица расчета данных.
Обозн. размера |
Размер, мм |
j |
Есj |
Тj |
j |
jTj/2 |
Есj+jTj/2 |
j(Ес j+jTj /2) |
jTj |
(jTj)2 |
А1 |
20JS12 (0,105) |
–1 |
0 |
0,105 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0,105 |
0,011 |
А2 |
54h12 (-0,3) |
+1 |
–0,15 |
0,3 |
+0,2 |
0,03 |
–0,12 |
–0,12 |
0,3 |
0,09 |
А3 |
100h12 (-0.35) |
+1 |
–0,175 |
0,35 |
+0,2 |
0,035 |
-0,14 |
-0,14 |
0,35 |
0,1225 |
А4 |
20JS12 (0,105) |
–1 |
0 |
0,105 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0,105 |
0,011 |
А5 |
114h12 (-0.41) |
–1 |
-1,1 |
0,41 |
+0,2 |
0,041 |
-1,1 |
+1,1 |
0,41 |
0,168 |
-
Номинальное значение замыкающего размера
N=
N= –20 +54+100 –20 –114 = 0.
-
Среднее отклонение замыкающего размера:
Ес =-0,12-0,14+1,1= +0,84.
-
Допуск замыкающего размера:
Допуски на составляющие размеры можно оставить без изменения.
-
Предельные отклонения замыкающего размера :
Аmax =N + Ec + 0,5T= 0+ 0,84 + 0,50,8= 1,24 мм;
Аmin = N + Ec – 0,5T= 0 + 0,84 – 0,50,8= 0,44 мм
-
Сравниваем полученные результаты с заданными:
А max расч. =1,24 Аmax зад. = 1,2
Аmin расч. = 0,44 Аminзад. = 0,4
Следовательно, изменения предельных отклонений составляющих размеров не требуется.
3 Обработка результатов прямых многократных равноточных измерений
В таблице 2.1 приведены 100 независимых числовых значений результата измерений напряжения U цифровым вольтметром, каждое из которых повторилось m раз. Определить значение измеряемого напряжения.
Таблица 2.1
Исходные данные, В |
|||||||||
U |
25,11 |
25,12 |
25,14 |
25,15 |
25,16 |
25,17 |
25,18 |
25,20 |
25,21 |
m |
2 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
4 |
1 |
U |
25,22 |
25,23 |
25,24 |
25,25 |
25,26 |
25,27 |
25,28 |
25,29 |
25,30 |
m |
5 |
4 |
6 |
4 |
3 |
5 |
4 |
3 |
2 |
U |
25,31 |
25,32 |
25,33 |
25,34 |
25,35 |
25,36 |
25,37 |
25,38 |
25,39 |
m |
4 |
7 |
4 |
5 |
4 |
3 |
2 |
2 |
3 |
U |
25,40 |
25,41 |
25,42 |
25,43 |
25,45 |
25,46 |
25,48 |
25,49 |
25,54 |
m |
4 |
2 |
2 |
1 |
1 |
2 |
3 |
1 |
1 |
Решение:
1 Используя полученные данные, найдем значение среднего арифметического и оценки среднего квадратического отклонения Su:
В; В.
-
С помощью правила «трех сигм» проверим наличие грубых промахов:
В
В
Ни один из результатов не выходит за границы интервала , следовательно, с вероятностью 0,9973 принимается гипотеза об отсутствии грубых промахов.
-
Предположим, что вероятность результата измерений подчиняется нормальному закону. Проверим правдивость этой гипотезы с помощью критерия Пирсона. Все расчеты сведем в таблицу 2.2.
4 Определим значение аргумента интегральной функции нормированного нормального распределения:
(см. формулу 2.14)
Таблица 2.2
Расчет критерия Пирсона
i |
Интервалы |
mj – nPj |
||||||
1 |
– |
25,11 |
2 |
-2,16778 |
0,0113 |
0,0223 |
-0,23 |
1,17967E-05 |
2 |
25,11 |
25,145 |
2 |
-1,77889 |
0,0375 |
0,0262 |
-0,62 |
0,000100713 |
3 |
25,145 |
25,18 |
4 |
-1,39 |
0,0694 |
0,0319 |
0,81 |
0,000209296 |
4 |
25,18 |
25,215 |
5 |
-1,00111 |
0,1401 |
0,0707 |
-2,07 |
0,003029424 |
5 |
25,215 |
25,25 |
19 |
-0,61222 |
0,2483 |
0,1082 |
8,18 |
0,072399217 |
6 |
25,25 |
25,285 |
12 |
-0,22333 |
0,3897 |
0,1414 |
-2,14 |
0,006475554 |
7 |
25,285 |
25,32 |
16 |
0,165556 |
0,5398 |
0,1501 |
0,99 |
0,00147113 |
8 |
25,32 |
25,355 |
13 |
0,554444 |
0,6915 |
0,1517 |
-2,17 |
0,007143401 |
9 |
25,355 |
25,39 |
10 |
0,943333 |
0,8159 |
0,1244 |
-2,44 |
0,007406278 |
10 |
25,39 |
25,425 |
8 |
1,332222 |
0,9032 |
0,0873 |
-0,73 |
0,000465222 |
11 |
25,425 |
25,46 |
4 |
1,721111 |
0,9554 |
0,0522 |
-1,22 |
0,000776945 |
12 |
25,46 |
+ |
5 |
+ |
1 |
0,0446 |
0,54 |
0,000130054 |
-
Поскольку конец предыдущего интервала является одновременно началом следующего, то теоретическая вероятность попадания результата определится по формуле (2.13). Началом первого интервала следует считать «–», а функции .
-
По последнему столбцу рассчитаем значение -критерия:
.
-
Определим табличное (критическое) значение -критерия Пирсона, задавшись доверительной вероятностью, равной 0,95 и вычислив по формуле (2.12) число степеней свободы:
r = 12 – 3 = 9
; .
Таким образом, с вероятностью 0,99 гипотеза о нормальности закона распределения вероятности результата измерений напряжения принимается.
-
Представим результаты в виде доверительного интервала с доверительной вероятностью Р = 0,99.
-
Для этого определим среднее квадратическое отклонение среднего арифметического значения напряжения по формуле (2.3):
-
В
-
Исходя из того, что закон распределения вероятности результата измерения с вероятностью 0,99 соответствует нормальному, считаем, что, и закон распределения вероятности среднего арифметического тоже соответствует нормальному. Поэтому выбираем параметр t по таблице нормированного нормального распределения вероятности. Для доверительной вероятности Р=0,99 параметр t=3.
Тогда результат измерения запишется следующим образом:
или с вероятностью .
25,2781 В ≤ U ≤ 25,3321 В
Учитывая то обстоятельство, что среднее квадратическое отклонение может быть оценено экспериментально с точностью до двух значащих цифр, округлим границы доверительного интервала до тысячных долей вольта. В итоге получим:
8,601 В ≤ U ≤ 8,655 В
Если же есть основания полагать, что среднее арифметическое имеет неизвестное, отличное от нормального распределение вероятности, то относительную ширину доверительного интервала рассчитаем по формуле (2.18):
, .
Окончательно результат измерения примет вид (см. формулу (2.17)):
или с вероятностью
или после округления
-
Строим саму гистограмму (рис.2.1).
Рисунок 2.1. Гистограмма и выравнивающая нормальная кривая, иллюстрирующая гипотезу о виде ЗРВ