Файл: Регулирование качества продукции средствами активного контроля..pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 10.04.2024
Просмотров: 148
Скачиваний: 0
Следовательно,
1 |
(22) |
|
il |
||
V N |
||
|
Предположим, что имеется распределение z = х + у , где х и г/ — независимые случайные величины, причем л: подчиняется гауссовскому распределению с параметрами 0, а, а у распределяется рав номерно на отрезке ±1. Дифференциальная кривая распределения Ф (г) характеризуется в этом случае зависимостью
9 (г) |
Ф г + / - Ф |
(23) |
|
2/ |
|
При F (I) = Ѵг величина £ = 0.
Таким образом, эмпирическая медиана распределяется асимп тотически нормально с параметрами
0, |
I |
1 |
(24) |
|
|
||
|
Ф |
|
|
|
|
|
(25) |
Ф |
— Ф |
|
|
На рис. 7 приведена кривая распределения собственно случай ных погрешностей обработки или измерения, а также кривые рас-
Рис. 7. Зоны рассеивания случайных погрешностей:
a — при законе Гаусса; б — рассеивание средних арифметік ческих; в — рассеивание медиан
пределения ряда значений средних арифметических и медиан. Па раметр L характеризует действительное значение контролируемого размера или действительное значение среднего (или медианы) слу чайных отклонений размеров деталей (это справедливо, разумеет ся, при отсутствии систематических погрешностей).
38
При многократном измерении одного и того же размера кривые распределения на рис. 7,6 к в характеризуют отклонения средних арифметических или медиан от действительного значения контро лируемого размера. При измерении партии деталей эти кривые ха рактеризуют отклонения измеренных средних или медиан от их действительных значений.
Влияние собственно случайных погрешностей измерения можно значительно уменьшить с помощью многократных измерений одной и той же величины. Вместе с тем полностью освободиться от влия
ния этих погрешностей, очевидно, невозможно, поскольку |
величи |
||||
на N имеет конечное значение. Исходя |
из |
этого, |
целесообразно |
||
ввести понятие о следующих трех размерах: |
измеренном |
(наблю |
|||
даемом), аттестованном и действительном (истинном). |
|
|
|||
Под измеренным следует понимать |
размер, который возникает |
||||
в результате обычных производственных измерений. |
Аттестован |
||||
ным можно считать размер, который получается |
при |
измерении |
с наивысшей практически достижимой точностью. Под действитель ным размером следует понимать размер, свободный от погрешнос тей измерения.
При технических измерениях в машиностроении, в частности при активном контроле размеров, приходится сталкиваться с эмпи рическими характеристиками центра группирования, т. е. с практи ческими (измеренными) значениями средних или медиан, которые положены в основу понятия об усредненных погрешностях. Таким образом, параметры os и ат характеризуют степень приближения усредненных случайных погрешностей к систематическим.
§ 8. О П Р Е Д Е Л Е Н И Е О П Т И М А Л Ь Н О Г О Ч И С Л А Д Е Т А Л Е Й В В Ы Б О Р К Е
При поднастройке по статистическим параметрам следует опре делить количество деталей в выборке N, по которой должно опреде ляться среднее или медианное значение выборки размеров.
Так как поднастройка во многих случаях осуществляется в за висимости от значения медианы выборки, то представляет интерес определение того, как будет влиять число деталей в выборке N на точность такой оценки, т. е. необходимо оценить равенство
к ^ Х м . |
(26) |
Задача сводится к определению |
точности равенства (26) при |
заданной надежности а, представляющей собой |
вероятность, |
с ко |
|||||
торой доверительные границы Хм-—е |
и Хм + е |
заключают |
истин |
||||
ное значение измеряемой величины К. |
Следовательно, значение X |
||||||
должно быть найдено с точностью е и надежностью |
а. |
|
|||||
Доверительные |
границы ± е , |
в которых будет |
находиться зна |
||||
чение средней |
Хм |
при различном |
числе |
деталей |
в выборке, можно |
||
определить на |
основании теории |
ошибок. Доверительные интерва- |
39
лы ± е уменьшаются при увеличении числа деталей в выборке. Од нако безгранично увеличивать количество деталей в выборке, ра зумеется, нельзя. Для нормального формирования подналадочногс импульса число деталей в выборке не должно быть больше величи ны - ~ 5 (значение параметров А, В vi а см. в гл. I I I ) . Это объяс-
а
няется тем, что к моменту прихода центра группирования в точку возникновения вероятности подналадочного импульса выборка уже должна сформироваться.
При большом значении числа деталей в выборке N измеритель ное устройство становится более сложным и менее надежным. По
этому задача сводится к определению |
оптимального числа |
деталей |
||||||||
в выборке N. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Для оценки величины К был |
использован критерий Стьюдента, |
|||||||||
который в случае нормального распределения деталей в обшей |
(ге |
|||||||||
неральной) совокупности |
определяется |
при выбранной надежности |
||||||||
о следующим образом: |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
/. = |
і і |
^ |
, |
|
|
|
(27) |
|
|
|
|
ч |
|
|
|
|
|
|
где a y |
—среднее |
квадратическое |
отклонение |
медианного |
значе |
|||||
|
ния; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
к—истинное |
значение измеряемой |
величины всех |
детален |
||||||
|
генеральной совокупности; |
|
|
|
|
|
||||
Хм — среднее |
(медианное) |
значение |
из Лг |
размеров выборки. |
||||||
При |
оценке равенства |
(26) |
принимаем, что |
все измерения |
яв |
ляются независимыми, одинаково точными и свободными от посто янной систематической погрешности. Кроме того, эти измерения,
рассматриваемые |
как |
случайные |
переменные |
величины, |
должны |
||
подчиняться нормальному закону |
распределения |
вероятностей. |
|||||
а — среднее квадратическое отклонение, |
|
|
|
||||
|
|
|
|
Xf |
|
|
|
|
|
V |
|
N — 1 ' |
|
|
|
где N — число деталей в выборке. |
|
|
|
ta имеет |
|||
Дифференциальный |
закон |
распределения |
величины |
||||
вид |
|
|
|
|
|
|
|
?Ѵ.К) |
= -±=- |
\ 2 |
• ( ! + |
-£-) |
2 . |
<28> |
|
|
ѵ |
К |
т[т) |
|
|
|
где К = N — 1 — число степеней свободы;
Г (К) —гамма-функция или интеграл Эйлера.
V (К) = 1 ehK-4t. |
(29) |
40
Выражение (28) представляет собой плотность вероятности в распределении Стьюдента. Это — четная функция, и ее кривая сим метрична относительно оси координат. При N—^оо распределение <р (/, К) асимптотически приближается к нормальному закону.
Выражение (28) позволяет определить вероятность неравенства
|
|
- * « < * < М ' « > 0 ) . |
|
|
|
(30) |
||
Вероятность а находится из равенства |
|
|
|
|
|
|||
|
|
'« |
|
|
К |
|
|
|
а = P{-ta<t<ta)= |
f f(t, |
/С)Л = |
2 [ < р ( ' , |
К)dt. |
(31) |
|||
|
|
-Ч |
|
|
ô |
|
|
|
Неравенство —ta. <t< |
t a , учитывая |
выражение (27), |
можно пе |
|||||
реписать следующим образом: |
|
|
|
|
|
|
||
|
*и- |
*.°х < л < А г |
м + 4 а г . |
|
|
(32) |
||
|
|
M |
|
|
M |
|
|
|
Полученные |
неравенства равносильны |
неравенству |
(30), |
и по |
||||
этому вероятность их такая же, как у равенства (31), т. е. |
|
|||||||
а = Р(Хм- |
taaT |
< \ < Х М + |
U*7 |
) = |
2 Г ср (/, |
К) |
dt. |
(33) |
|
|
м |
|
м |
.! |
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
|
Выражение (28) показывает, что распределение Стьюдента за висит только от переменной і и числа деталей в выборке N. Поэто му, когда задана вероятность а, то по таблице распределения Стью дента может быть найдено положительное число ta, которое зави сит только от а и N.
Следовательно, полагая
|
г = ta • о-. , |
|
(34) |
|
M |
|
|
из равенства (31) получим |
|
|
|
|
а = Р ( Х и - в < \ < Х и + |
в). |
(35) |
Уравнение (35) оценивает приближенное равенство (26) и по |
|||
казывает, что с вероятностью, сколь угодно |
близкой к |
единице, |
|
можно утверждать, что при достаточно большом числе деталей N |
|||
величина Хм |
будет как угодно мало отличаться от К. |
|
|
Исходя |
из зависимости между доверительными границами ± е |
||
и числом деталей в выборке N, можно построить кривую |
е = / {N) |
||
для различных величин параметра іа и надежности а. |
|
||
На основании равенств (27) и (34) имеем |
|
|
41
Выразив е в долях о, получим следующее выражение:
где і а — параметр распределения |
Стьюдента, |
который |
находится |
||||
по таблицам; |
|
|
|
|
|
|
|
N — число деталей в выборке. |
|
|
|
|
|
||
Зависимость между |
доверительными |
границами |
± е |
и числом |
|||
деталей в выборке при заданной |
надежности а = 0,99 |
представлена |
|||||
в табл. 2. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
2 |
|
|
|
Значения е в долях а |
|
|
|
|||
N |
£ в долях a |
J |
N |
s |
в долях а |
|
|
2 |
45 |
|
8 |
|
1,235 |
|
|
3 |
5,72 |
|
9 |
|
1,12 |
|
|
4 |
2,92 |
|
10 |
|
1,030 |
|
|
5 |
2,06 |
|
11 |
|
0,96 |
|
|
6 |
1,65 |
|
12 |
|
0,9 |
|
|
7 |
1,4 |
|
|
|
|
|
|
По |
данным таблицы |
построена |
кривая e, = f(N), |
представ |
|||
ленная |
на рис. 8 |
пунктирной |
линией. |
Кривая аппроксимируется |
|||
полиномом и-й степени. |
Лучшей |
аппроксимирующей |
функцией |
||||
в данном случае |
является |
гипербола, |
уравнение которой имеет |
||||
вид |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
s = |
a№+bN |
+ с |
, |
(38) |
|
|
|
|
|
|
где е выражено в долях а.
Коэффициенты а, b и с определяются из системы уравнений для
точек N, равных 3, 7 и 12: |
|
|
|
|
|
9а і - 3 6 - Ь |
с = 0,175; |
|
] |
||
49а + |
7о + с = |
0,715; |
(39) |
||
144а + |
\2Ь + с= |
1,12. |
) |
||
Решая систему уравнений, |
получим: |
а = —0,0049; 0 = 0,182; |
|||
с = —0,322. |
|
|
|
|
|
Подставив значения коэффициентов в |
формулу (38), получим |
||||
— 0,0049Л-2 |
+ 0,182Л/ — 0,322 |
42