Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:
Архив2 / курсач docx80 / Stratilatovoy_kursach_po_metrologii(1).docx
Скачиваний:
40
Добавлен:
07.08.2013
Размер:
555.78 Кб
Скачать

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)

jTj

(jTj)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

  1. Номинальное значение замыкающего размера

N=

N= 21 + 142 + 21 – 197 – 3 + 16 = 0

  1. Среднее отклонение замыкающего размера:

Ес = 0.048 + 0.342+ 0.048 - 0.038 = 0.4 мм;

  1. Допуск замыкающего размера:

Допуски на составляющие размеры можно оставить без изменения.

  1. Предельные отклонения замыкающего размера :

Аmax =N + Ec + 0,5T= 0 + 0.4 + 0.5*0.8 = 0.8;

Аmin = N + Ec – 0,5T= 0 + 0.4 - 0.5*0.8 = 0.

  1. 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.

Соседние файлы в папке курсач docx80