- •8. Методы сбора и обработки информации о надежности режущих инструментов
- •8.1. Последовательность статистической обработки результатов стойкостных испытаний
- •8.1.1. Построение вариационного ряда стойкости инструментов
- •8.1.2. Расчет статистических характеристик стойкости
- •8.1.3. Оценка резко выделяющихся данных
- •8.1.4. Построение кривой распределения стойкости
- •Исходные данные для построения полигона и гистограммы распределения
- •8.1.5. Подбор теоретической функции
- •8.1.6. Примеры выравнивания эмпирических распределений стойкости
- •8.1.7. Оценка правильности выбора теоретической
- •8.1.7.1. Применение критериев согласия
- •8.1.7.2. Применение вероятностной бумаги
- •8.1.8. Оценка существенности различия средних значений стойкости
- •8.2. Расчет показателей надежности инструмента
8.1.7. Оценка правильности выбора теоретической
функции распределения
Проверка правильности выбора теоретической функции распределения по полученным экспериментальным данным может быть выполнена по критериям согласия или с помощью вероятностной бумаги.
8.1.7.1. Применение критериев согласия
После сглаживания эмпирической кривой необходимо определить вероятность того, что исследуемая эмпирическая кривая соответствует выбранному теоретическому закону. Предполагается, что исследуемая эмпирическая кривая находится в соответствии с теоретической, если вероятность совпадения более 0,05. Если эта вероятность менее принятого уровня ( 0,05; 0,01), то отклонения являются большими и необходимо искать другую теоретическую кривую. В случае, когда несколько теоретических кривых имеют отклонения, то принимается кривая с максимальной вероятностью совпадения.
Критерий Пирсона
Для большого числа испытаний наилучшие результаты дает критерий Пирсона по сравнению с другими критериями. Критерий Пирсона надо применять в тех случаях, когда теоретические значения параметров распределения неизвестны:
χ 2 = , (8.33)
где χ 2 - критерий Пирсона, mi – экспериментальная частота; mi/- теоретическая частота, N – число испытаний.
Для оценки правильности применения кривой нормального распределения стойкости сверл диаметром 13 мм (см. табл. 8.4 и 8.5) составим табл.8.8.
Таблица 8.8
Исходные данные для определения критерия Пирсона
(партия сверл диаметром 13 мм; N = 20 )
№ п/п |
Экспериментальные частоты, mi |
Теоретические частоты mi/ = р I (t) N |
mi – mi/ |
(mi - mi/)2 |
(mi - mi/)2 mi/ |
1 |
1 |
1,69 |
0,69 |
0,48 |
0,281 |
2 |
6 |
3,32 |
2,68 |
6,63 |
1,990 |
3 |
5 |
4,6 |
0,4 |
0,16 |
0,0348 |
4 |
3 |
4,48 |
-1,48 |
2,18 |
0,0340 |
5 |
3 |
3,16 |
-0,16 |
0,26 |
0,477 |
6 |
2 |
1,45 |
0,55 |
0,3 |
0,208 |
Данные граф 1,2,3 табл.8.8 взяты из табл.8.5; в графах 2 и 3 даны соответственно эмпирические и теоретические частоты, а в графах 4 – 6 – расчетные значения величин, входящих в зависимость (8.33).
Просуммировав данные графы 6 табл. 8.8, получили величину критерия Пирсона
= 3,15 χ 2 .
После нахождения значения χ 2 определяем число степеней свободы К=n – r–1, где n – количество сравниваемых частот; r – число параметров теоретической функции распределения (r=2 для нормального закона). В нашем случае n=6, r=2 и К=6-2-1=3. Из табл.3 (см. прил.1 для К=3 и χ2=3,15 выбираем наиболее близкое значение р(χ2)=0,3916. Так как 0,3916>0,05 – эмпирическая кривая распределения соответствует нормальному закону.
Критерий Колмогорова λ
Критерий Колмогорова является одним из лучших, если известны теоретические значения параметров распределения. Этот критерий также применяется и в случаях, когда параметры неизвестны, но в этом случае он дает немного завышенные оценки. Рассмотрим применение критерия для примера из табл.8.5.
λ = Дmax , (8.34)
где
Дmax = (mi0 – m/i0 ) max / N , (8.35)
mi0 – накопленные эмпирические частоты; mi0/ – накопленные теоретические частоты; (mi0 – mi0/ ) max - максимальное значение разницы между накопленными эмпирическими и теоретическими частотами; N – количество исследуемых инструментов (размер выборки).
Необходимые для расчета λ данные представлены в табл.8.9. Графы 1-3 табл.8.9 заимствованы из табл.8.8; в графах 4 и 5 приведены эмпирические и теоретические накопленные частоты как сумма предыдущих частот. Затем находится разница между накопленными частотами (графа 6), максимальные значения этой разницы (mi0 – mi0/)max, определяется Дmax=2,39/20=0,12 (графа 7) и вычисляется по формуле (8.35).
Таблица 8.9
Определение критерия Колмогорова
(партия сверл диаметром 13,0 мм, N = 20)
№ п/п |
Экспериментальные частоты mi |
Теоретические частоты mi/ |
Накопленные частоты
|
mi0-mi0/ |
Дmax= | ||
mi0 |
mi0/ | ||||||
1 |
1 |
1,69 |
1 |
1,69 |
-0,69 |
|
0,12= 0,536 |
2 |
6 |
3,32 |
7 |
5,01 |
+1,99 | ||
3 |
5 |
4,6 |
12 |
9,61 |
+2,39 | ||
4 |
3 |
4,48 |
15 |
14,09 |
+0,91 | ||
5 |
3 |
3,16 |
18 |
17,25 |
+0,75 | ||
6 |
2 |
1,45 |
20 |
18,7 |
+ 1,3 |
Для рассчитанного значения λ=0,536 по табл.4 (см. прил.1) находим, что для ближайшего λ =0,5 величина Р()=0,9639, т.е., с вероятностью в 96 % теоретическая кривая нормального распределения аппроксимирует экспериментальное распределение стойкости партии сверл.