- •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
8.1.7.2. Применение вероятностной бумаги
Рассмотрим интегральную функцию нормального распределения
F(T) = . (8.36)
Для нормированного и центрированного распределения имеем:
Fo(T) = . (8.37)
Из уравнений (8.36) и (8.37) получим:
F(T) = F0 (). (8.38)
Но
= Up (8.39)
- квантиль нормального распределения, отвечающая вероятности Р и удовлетворяющая уравнению
Fo (Up ) = Р . (8.40)
Значение Up для нормального распределения даны в табл.5 (см. прил.1). В уравнениях (8.38)-(8.40) величины а=Тср и σ=S - параметры распределения.
Уравнение
Fo ()= F(T)P (8.41)
есть уравнение прямой линии в координатах "время работы инструмента – функция распределения (накопленная частота, вероятность)". Поэтому, если экспериментальные результаты стойкостных испытаний располагаются близко к прямой линии, то это свидетельствует об их совпадении с законом, для которого была построена вероятностная бумага.
Рассмотрим построение вероятностной бумаги для нормального распределения. По оси ординат будем отмечать значения функции распределения F(T) (или накопленные частоты νi ) в зависимости от Т.
Порядок построения вероятностной бумаги для закона
нормального распределения:
- Из серии переменных значений стойкости находится зона рассеивания величины Т:
ΔТ=Тmax – Тmin . (8.42)
- Выбираем ширину графика (длина шкалы) L в мм L=200 мм;
- Определяем масштабный коэффициент шкалы
KT = L/ (Тmax – Тmin) = 200 / ( Тmax – Тmin ) . (8.43)
- На оси абсцисс отмечаем значения Т с учетом коэффициента шкалы
SТ = КТ Т = 200 Т/ (Тmax – Тmin ) . (8.44)
Для построения шкалы F(T) функции распределения берем значения Fmin = 0,001 и Fmax = 0,999. По таблице функции нормального распределения и табл.5 (прил.1) определяем Upmax и Upmin :
Для Р = 0,999 Upmax = 3,09 ; для Р = 0,001 Upmin = -3,09.
- По аналогии с (8.42) масштабный коэффициент по оси ординат (L=200 мм)
KF=L/(Upmax–Upmin)=200/(3,09–(-3,09))=200/6,18=32,4 . (8.45)
- Величина ординаты может быть рассчитана по зависимости
SF = 32,4 UP . (8.46)
Используя таблицу 5 (прил.1) и уравнение (8.46), определяем SF для выбранных значений UP ( от UP = -3,09 до UP = + 3,09). По оси ординат, напротив соответствующих значений, отмечаем величины функции F (T).
Вероятностная бумага позволяет оценить параметры распределения. Для нормального распределения а = Тср = Мх - математическое ожидание стойкости; σ = S– среднее квадратическое отклонение.
Для определения величины а=Тср используем уравнение (8.39) =Up . Если а=Тср, то F(T)=0,5 ( см. табл. 5, прил.1). Иными словами, точка пересечения прямой графика на вероятностной бумаге с линией, соответствующей F(T)=0,5, проведенной параллельно оси абсцисс, будет соответствовать средней стойкости Тср = Мх .
Для нахождения σ используем уравнения (8.39) и (8.46):
σ = (Т – а) / Up =ά , (8.47)
где ά - угол наклона линии графика относительно оси Т.
В приложении 2 приведена вероятностная бумага нормального распределения, построенная по вышеописанной методике с длиной шкалы 200 мм.
Примеры. По данным стойкостных исследований сверл диаметром 13 мм (табл.8.3 и 8.4) установить закон распределения стойкости сверл и оценить его параметры, пользуясь вероятностной бумагой нормального распределения. Определим значения эмпирической функции распределения F (T) (накопленные частоты νi) по формуле (8.27):
F (T) = ν i = ,
где i – порядковый номер инструмента в вариационном ряду; N – общее число испытаний ( табл.8.10).
Определяем ΔТ:
ΔТ=Тmax–Тmin=304.
Для L=200 мм КТ = L/ ΔТ = 200/304=0,66.
Нанося данные граф 2 и 3 из табл.8.10 на график (см.прил.2), видим, что они располагаются вблизи прямой линии, что свидетельствует о соответствии экспериментальных данных теоретическому закону нормального распределения.
Таблица 8.10
Эмпирическая функция распределения стойкости сверл
№ п/п |
Тi |
F(T) = νi = |
№ п/п |
Тi |
F(T) = νi = |
1 |
260 |
0,025 |
11 |
392 |
0,525 |
2 |
302 |
0,075 |
12 |
408 |
0,575 |
3 |
324 |
0,125 |
13 |
436 |
0,625 |
4 |
328 |
0,175 |
14 |
452 |
0,675 |
5 |
340 |
0,225 |
15 |
456 |
0,725 |
6 |
344 |
0,275 |
16 |
482 |
0,775 |
7 |
350 |
0,325 |
17 |
488 |
0,825 |
8 |
382 |
0,375 |
18 |
496 |
0,875 |
9 |
384 |
0,425 |
19 |
536 |
0,925 |
10 |
386 |
0,475 |
20 |
564 |
0,975 |
Примечание. Если в серии испытаний стойкости Т1, Т2, ….ТN имеются одинаковые значения, на вероятностной бумаге необходимо отмечать средние арифметические значения F(T).
В точке пересечения прямой линии с осью абцисс, которая проходит через F(T)=0,5, получаем величину а=Тср=406. Измерив угол α=300, по уравнению (8.47) определяем σ=32,4·1,73/ 0,66 = 85.
Если сравнивать полученные значения Тср. и σ с рассчитанными (графы 6 и 7 табл.8.4), можно видеть, что они одинаковы.