Виконання роботи
Середньоарифметичне значення:
,
де, Х1, Х2, Х3 – результати окремих спостережень,
n – загальне число вимірювань.
|
№ досліду |
Значення Хі, мкм |
Хі - а |
(Хі - а)2 |
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
1 |
32 |
8,6 |
73,96 |
|
2 |
34 |
10,6 |
112,36 |
|
3 |
30 |
6,6 |
43,56 |
|
4 |
35 |
11,6 |
134,56 |
|
5 |
34 |
10,6 |
112,36 |
|
6 |
34 |
10,6 |
112,36 |
|
7 |
31 |
7,6 |
57,76 |
|
8 |
28 |
4,6 |
21,16 |
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
9 |
32 |
8,6 |
73,96 |
|
10 |
30 |
6,6 |
43,56 |
|
11 |
29 |
5,6 |
31,36 |
|
12 |
30 |
6,6 |
43,56 |
|
13 |
28 |
4,6 |
21,16 |
|
14 |
25 |
1,6 |
2,56 |
|
15 |
25 |
1,6 |
2,56 |
|
16 |
30 |
6,6 |
43,56 |
|
17 |
24 |
0,6 |
0,36 |
|
18 |
24 |
0,6 |
0,36 |
|
19 |
29 |
5,6 |
31,36 |
|
20 |
26 |
2,6 |
6,76 |
|
21 |
27 |
3,6 |
12,96 |
|
22 |
27 |
3,6 |
12,96 |
|
23 |
23 |
-0,4 |
0,16 |
|
24 |
22 |
-1,4 |
1,96 |
|
25 |
22 |
-1,4 |
1,96 |
|
26 |
20 |
-3,4 |
11,56 |
|
27 |
25 |
1,6 |
2,56 |
|
28 |
19 |
-4,4 |
19,36 |
|
29 |
22 |
-1,4 |
1,96 |
|
30 |
16 |
-7,4 |
54,76 |
|
31 |
20 |
-3,4 |
11,56 |
|
32 |
18 |
-5,4 |
29,16 |
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
33 |
16 |
-7,4 |
54,76 |
|
34 |
18 |
-5,4 |
29,16 |
|
35 |
20 |
-3,4 |
11,56 |
|
36 |
16 |
-7,4 |
54,76 |
|
37 |
18 |
-5,4 |
29,16 |
|
38 |
20 |
-3,4 |
11,56 |
|
39 |
19 |
-4,4 |
19,36 |
|
40 |
16 |
-7,4 |
54,76 |
|
41 |
16 |
-7,4 |
54,76 |
|
42 |
19 |
-4,4 |
19,36 |
|
43 |
18 |
-5,4 |
29,16 |
|
44 |
20 |
-3,4 |
11,56 |
|
45 |
16 |
-7,4 |
54,76 |
|
46 |
17 |
-6,4 |
40,96 |
|
47 |
19 |
-4,4 |
19,36 |
|
48 |
16 |
-7,4 |
54,76 |
|
49 |
16 |
-7,4 |
54,76 |
|
50 |
16 |
-7,4 |
54,76 |
|
Всього |
1170 |
0 |
1789,4 |
.
Середнє квадратичне відхилення σ – корінь квадратний суми квадратів різниці кожного частинного значення величини, що вимірюється, та середньоарифметичного для даної обробки:
.
Визначаємо розмах розсіювання частинних значень:
.
Для даного числа дослідів приймаємо число інтервалів К за формулою:
.
Визначимо ціну інтервалу С:
.
Визначаємо частоту q і густину ймовірностіf ‘(x) розподілу частинних значень:
|
№ з/п |
Діапазон інтервалів, мкм |
Середина інтервалу, мкм |
nm |
q |
f ‘(x) |
|
1 |
16-18 |
17 |
14 |
0,28 |
0,093(3) |
|
2 |
19-21 |
20 |
9 |
0,18 |
0,06 |
|
3 |
22-24 |
23 |
6 |
0,12 |
0,04 |
|
4 |
25-27 |
26 |
4 |
0,08 |
0,026(6) |
|
5 |
28-30 |
29 |
8 |
0,16 |
0,053(3) |
|
6 |
31-33 |
32 |
3 |
0,06 |
0,02 |
|
7 |
34-35 |
34,5 |
4 |
0,08 |
0,026(6) |
Теоретична крива густини ймовірності будується згідно з формулою:
,
де е–основа натурального логарифму, е = 2.718.
|
Xi |
X - a |
|
|
f(x) |
|
23.4 |
0 |
0 |
0 |
0 |
|
24 |
0.6 |
0.1 |
1.5952 |
0.2668 |
|
26 |
2.6 |
0.435 |
0.32 |
0.0585 |
|
28 |
4.6 |
0.796 |
0.25 |
0.0418 |
|
30 |
6.6 |
1.104 |
0.1483 |
0.0248 |
|
32 |
8.6 |
1.438 |
0.0762 |
0.0127 |
|
34 |
10.6 |
1.773 |
0.0335 |
0.0056 |
де 
– табульоване значення густини
ймовірності, за [Д.2. табл. 13].
=
0,711
Оскільки q < qкр то можна виконати рішення про прийнятність критерію згоди.
Критерій згоди – це критерій гіпотези про те, що генеральна сукупність має розподілення передбачуваного типу.
Крім розрахунків точності позиціювання на жорсткому упорі необхідно навести загальний вид верстата моделі 1341 з позначеними основними вузлами, а також дати докладний опис механізму фартуха, що забезпечує відключення робочої подачі на жорсткому упорі (навести розрізи вузла).
ВисновокВ ході лабораторної роботи провели експеримент з визначення точності позиціювання верстата при автоматичному відключенні поздовжньої подачі, який показав, що отримані дані підлягають закону нормального розподілення, а також визначили вплив режимів на точність позиціювання.
Додаток 1
до Лабораторної роботи № 2