
- •Содержание
- •Часть 1. Расчет полей допусков размеров детали. 3
- •Часть 3. Обработка многократных измерений 19
- •Часть 1. Расчет полей допусков размеров детали.
- •2. Расчет сборочных размерных цепей.
- •Задача №1.1
- •Значения передаточных отношений
- •Задача №2.1
- •Значения передаточных отношений
- •По уравнению
- •Задача 2.2 (обратная задача)
- •Сведем данные для расчета в таблицу
- •Часть 3. Обработка многократных измерений
- •5. Представление результата в виде доверительного интервала.
- •Список литературы:
Задача 2.2 (обратная задача)
Найти предельные значения размера А при значениях составляющих размеров, полученных в результате решения задачи 2.1. 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 |
21( -0,120 ) |
-1 |
-0.060 |
0.12 |
+0.2 |
0.012 |
-0.048 |
0.048 |
0.12 |
0.0144 |
А2 |
142 |
-1 |
-0.378 |
0.36 |
+0.2 |
0.036 |
-0.342 |
0.342 |
0.36 |
0.1296 |
А3 |
21( -0,120) |
-1 |
-0.060 |
0.12 |
+0.2 |
0.012 |
-0.048 |
0.048 |
0.12 |
0.0144 |
А4 |
197JS12(0.2) |
+1 |
0 |
0.46 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0.46 |
0.211 |
А5 |
3h12(-0.100) |
+1 |
-0.050 |
0.12 |
+0.2 |
0.012 |
- 0.038 |
- 0.038 |
0.12 |
0.0144 |
А6 |
16JS12(0.09) |
-1 |
0 |
0.21 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0.21 |
0.044 |
Номинальное значение замыкающего размера
N=
N= 21 + 142 + 21 – 197 – 3 + 16 = 0
Среднее отклонение замыкающего размера:
Ес = 0.048 + 0.342+ 0.048 - 0.038 = 0.4 мм;
Допуск замыкающего размера:
Допуски
на составляющие размеры можно оставить
без изменения.
Предельные отклонения замыкающего размера :
Аmax =N + Ec + 0,5T= 0 + 0.4 + 0.5*0.8 = 0.8;
Аmin = N + Ec – 0,5T= 0 + 0.4 - 0.5*0.8 = 0.
Сравниваем полученные результаты с заданными:
А max расч. =0.8 = Аmax зад. = 0.8;
Аmin расч. = 0 = Аminзад. = 0;
Следовательно, изменения предельных отклонений составляющих размеров не требуется.
Часть 3. Обработка многократных измерений
Задание
Определить вид ЗРВ по критерию Пирсона;
Записать результат с доверительной вероятностью P=0.95.
33,54 |
33,48 |
33,71 |
33,44 |
33,66 |
33,43 |
33,56 |
33,42 |
33,60 |
33,60 |
33,54 |
33,43 |
33,42 |
33,40 |
33,47 |
33,58 |
33,68 |
33,69 |
33,77 |
33,41 |
33,62 |
33,41 |
33,52 |
33,42 |
33,52 |
33,63 |
33,68 |
33,30 |
33,33 |
33,41 |
33,63 |
33,45 |
33,53 |
33,51 |
33,54 |
33,49 |
33,61 |
33,56 |
33,51 |
33,36 |
33,51 |
33,71 |
33,42 |
33,49 |
33,20 |
33,58 |
33,41 |
33,57 |
33,39 |
33,68 |
33,51 |
33,71 |
33,68 |
33,36 |
33,41 |
33,60 |
33,43 |
33,32 |
33,59 |
33,09 |
33,36 |
33,68 |
33,64 |
33,83 |
33,56 |
33,53 |
33,57 |
33,62 |
33,48 |
33,71 |
33,66 |
33,90 |
33,66 |
33,63 |
33,31 |
33,53 |
33,27 |
33,47 |
33,48 |
33,85 |
33,64 |
33,54 |
33,35 |
33,53 |
33,25 |
33,24 |
33,47 |
33,38 |
33,37 |
33,48 |
33,66 |
33,40 |
33,45 |
33,41 |
33,54 |
33,54 |
33,86 |
33,30 | ||||||||||
33,50 |
33,14 |
28,39 |
28,40 |
28,42 |
28,43 |
28,44 |
28,45 |
28,46 |
28,47 |
28,48 |
28,49 |
28,50 |
1 |
1 |
1 |
1 |
2 |
1 |
1 |
4 |
4 |
5 |
3 |
28,51 |
28,52 |
28,53 |
28,54 |
28,55 |
28,56 |
28,57 |
28,58 |
28,59 |
28,60 |
28,61 |
1 |
2 |
3 |
7 |
4 |
5 |
4 |
6 |
4 |
2 |
3 |
28,62 |
28,63 |
28,64 |
28,65 |
28,66 |
28,67 |
28,68 |
28,69 |
28,70 |
28,71 |
28,73 |
4 |
2 |
2 |
4 |
3 |
5 |
2 |
4 |
1 |
1 |
3 |
28,74 |
28,75 | |||||||||
2 |
1 |
1.Определяем среднее арифметическое и стандартное отклонение для данных таблицы:
2.С помощью правила «трех сигм» проверяем наличие или отсутствие промахов.
Таким
образом, ни один из результатов не
выходит за границы интервала ,
следовательно, с вероятностью 0.9973
гипотеза об отсутствии грубых погрешностей
принимается.
3.Построение гистограммы и выдвижение гипотезы о виде закона распределения вероятности.
Участок
оси абсцисс, на котором располагается
вариационный ряд значений физической
величины, разобьем на k
одинаковых интервалов
.
Принимая k=7, получим
Т.к. в крайние интервалы попадает меньше 5 наблюдений, то объединим их с соседними.
Результаты производимых вычислений занесем в первую половину таблицы 1, и строим гистограмму.
Из вида гистограммы можно сделать предположение о том, что вероятность результата измерения подчиняется нормальному закону. Проверим правдивость этой гипотезы.
Таблица 1
i |
Интервалы |
mi |
|
|
|
Фi-1 |
Фi |
Pi |
| |
xi-1 |
xi | |||||||||
1 |
33,07 |
33,2 |
3 |
9,23 |
-2,904 |
-1,188 |
-0,4981 |
-0,3810 |
0,1171 |
0,64 |
2 |
33,2 |
33,33 |
9 | |||||||
3 |
33,33 |
33,46 |
24 |
36,9 |
-1,188 |
-0,330 |
-0,3810 |
-0,1293 |
0,2517 |
1,04 |
4 |
33,46 |
33,59 |
35 |
53,8 |
-0,330 |
0,528 |
-0,1293 |
0,2019 |
0,3312 |
2,05 |
5 |
33,59 |
33,72 |
23 |
35,38 |
0,528 |
1,386 |
0,2090 |
0,4177 |
0,2158 |
1,38 |
6 |
33,72 |
33,85 |
3 |
2,3 |
1,386 |
3,102 |
0,4177 |
0,49931 |
0,082 |
0,29 |
7 |
33,85 |
33,98 |
3 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| ||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| ||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
| ||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4.Проверка нормальности закона распределения по критерию Пирсона.
Т.к. в предыдущем пункте выдвинута гипотеза о нормальности распределения, то для расчета вероятностей используем функцию Лапласа:
В
данном случае значения x1
и x2
соответствуют началу и концу интервала.
Для каждого из значений нужно рассчитать
относительный доверительный интервал
, а затем из таблиц функции Лапласа
находим соответствующие значения этой
функции Ф(t1)
Ф(t2).
Найдя, таким образом, значения Pi для каждого интервала ki, заполним соответствующие ячейки таблицы 1, а затем рассчитаем значение 2 – критерия для каждого интервала.
Суммарное значение 2:
Определим табличное (критическое) значение 2, задавшись доверительной вероятностью 0.94 и вычислив по формуле r=k-3 число степеней свободы:
r=5-3=2
Таким образом, с вероятностью 0.95 гипотеза о нормальности распределения вероятности результата измерения принимается.