ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 23.07.2024
Просмотров: 136
Скачиваний: 0
сителыю среднего значения. Поэтому целесообразно за поминальный размер принимать среднее значение мгно венного рассеивания с учетом влияния систематической переменной погрешности на рассматриваемый размер.
Для диаметра прокатываемого участка верхнее от клонение (ВО)
ВО = - А^ р , |
(96) |
а нижнее (НО) соответственно
Я О = - % ^ + Асист, |
(97) |
так как систематическая переменная погрешность вызы вает уменьшение размера относительно первоначального при начале работы на непрогретѳй оснастке (рис. 28, а).
Для линейных размеров
ВО = |
+ |
дсист, |
(Р8) |
НО = |
А^2мр |
, |
(99) |
так как систематическая переменная погрешность вызы вает увеличение размера относительно первоначального при начале работы на непрогретой оснастке (рис. 28, б).
Исследование случайной погрешности (первая груп па) производили при прокатке оси скребкового транспор тера и оси (ТВК 6112) на автоматической линии горячей прокатки, разработанной ФТИ совместно с ЦКБ АН БССР, а также вала электродвигателя на прокатном стане UWQ 40X400 конструкции ГДР.
Основными характеристиками распределения случай ной величины (погрешности), которые наиболее часто применяются при исследовании точности производства, являются:
1. Среднее арифметическое значение эмпирического распределения случайной величины, которое представля ет собой сумму произведений наблюденных значений слу чайной величины на их частности, т. е.
X = 2 X i - l^ - |
= - l~ 2 X i Kj, |
(100) |
N |
N |
|
9 0
где X — среднее арифметическое значение случайной вели чины; N — число наблюдений (количество деталей); К , — частота события в ряде наблюдений N.
Среднее арифметическое является мерой положения центра группирования значений случайной величины в данном распределении.
2. Дисперсия и среднеквадратичное отклонение, слу жащие мерой рассеивания эмпирического распределения случайной величины относительно центра группирования.
Дисперсия определяется как сумма произведений квад ратов отклонений наблюденных значений случайной вели
чины Х і от ее среднеарифметического значения X на соот ветствующие частости, т. е.
91
а2 = 2 (Xt - X)2 |
= - у |
S (Хг - X ) 2 |
(101) |
где а2 — дисперсия с размерностью |
случайной величины |
в квадрате.
Для удобства пользуются корнем квадратным из дис персии (положительным значением), называемым сред
неквадратичным отклонением: |
|
(7= y f |
(102) |
причем формула (102) справедлива для |
25, а при |
N < 25 |
|
Д - / д ^ ( Х г- Х ) 2 Ху . |
(ЮЗ) |
При исследовании был использован метод больших вы борок, который с достаточной для производственных це лей точностью позволяет определить параметры распреде
ления случайной величины X и а по данным выборки, а следовательно, и полную величину случайной погрешности.
Объем выборки при исследовании случайной погреш ности прокатки оси скребкового транспортера и оси (ТВК 6112) состоял из тридцати деталей, при этом ошибка определения среднеквадратичного отклонения всей пар тии, изготовленной при одной наладке, по выборочной совокупности составляла
°о = |
° + |
— |
, |
(104) |
0 |
“ |
I |
2N |
|
т. е. <то = сг±0,13сг, или ±13% |
о. |
|
|
При прокатке вала электродвигателя выборка равня лась пятидесяти деталям и ошибка определения средне квадратичного отклонения всей партии составляла
± 10% о.
По данным измерения производили вычисления основных
параметров распределения случайной величины X и о, строили графики эмпирического и возможного теоретиче ского распределений, устанавливали закон распределения.
Для оценки степени близости эмпирического распре деления выборки теоретическому нормальному пользова
92
лись критерием согласия X [86], который является наи более простым и достаточно точным при выборках объ емом в несколько десятков единиц:
Ь = . \Кх — Кх\«аи6 |
y - f i ' |
(105) |
Здесь Кх, Кх — накопленная теоретическая и эмпири |
||
ческая частоты для данного значения |
середины |
интервала, |
причем в выражении (105) берется наибольшее значение
разности (К'х — Кх)-
Величина критерия согласия X подчиняется некоторо му закону распределения, па основании которого для различных значений X вычислены их вероятности Р(Х) и составлены таблицы [86].
Если вероятность Р(?С)>0,05, то расхождение между
.эмпирическим и теоретическим нормальным распределе ниями необходимо считать случайным, несущественным.
Анализ величин полей мгновенных рассеиваний для партий деталей, изготовленных при различных наладках и на разном инструменте, проводили сравнением соответ ствующих дисперсий и определением существенности их различия [85]. Различие дисперсий выявляется через их отношение:
о2
Т О
2
причем в числителе ставится наибольшее значение наблю денной дисперсии.
Для величины Т найден закон распределения для со вокупности случайных независимых выборок из нор мальной совокупности и составлены таблицы, которые имеются в приложениях к работам по математической статистике [86]. Если величина отношения меньше таб личного, то оно может считаться случайным, а расхожде ние между дисперсиями — неосуществимым и наоборот.
На рис. 29, а показаны графики эмпирического (/) и теоретического нормального (2) распределений размеров диа метров прокатываемых участков оси (ТВК 6112) и оси скребкового транспортера с параметрами распределения
X = 11,88 мм, a = 0,012 мм, X — 15,09 мм, сг=0,013 мм
соответственно.
9 3
На рис. 29, б изображены |
графики |
эмпирического (1) |
|||
и теоретического |
(2) распределений размеров длин прока |
||||
тываемых участков оси (ТВК 6112) и |
оси |
скребкового |
|||
транспортера |
с |
параметрами |
распределения X |
= 9,4 мм, |
|
а = 0,05 мм, |
X |
= 13,78 мм, |
а = 0,07 мм соответственно. |
||
С учетом максимально возможной |
ошибки в опреде |
лении среднеквадратичного отклонения величины случай ной составляющей погрешности равны: для прокатывае
мых диаметров 12—15 мм Дм.р =0,09 мм; для линейных размеров 9—14 мм Дм. р = 0,47 мм.
Рис. 29. Графики эмпирического и теоретического нор мального распределений размеров прокатываемых дета лей
9 4
Из практики определения случайных погрешностей на деталях других типоразмеров можно сделать заключе
ние, что:
величина случайной погрешности на прокатных уста новках, разработанных ФТИ и ЦКБ АН БССР, составля ет на диаметральные размеры до 20 мм 0,2 мм, на линей ные размеры до 100 мм 0,5 мм. На рис. 30, а, б показаны графики эмпирического (1) и теоретического нормально го (2) распределений размеров прокатанного вала элект родвигателя;
Рис. 30. Графики эмпирического и теоретического нормального распределений размеров прокатанного вала электродвигателя:
а — линейные размеры; б — диаметральные
95
случайная погрешность на диаметры ступеней вала 26,8 и 30,8 мм с учетом максимально возможной ошибки
при определении |
среднеквадратичного отклонения |
не |
|
превышала 0,5 мм, |
а линейные размеры 61,5; 96,5 |
и |
|
370 мм соответственно равнялась 1,08; 1,38; 2,16 мм; |
|
||
определение случайных погрешностей было |
произве |
||
дено при отладке технологического процесса |
прокатки |
вала электродвигателя с нагревом в электропечи сопро тивления. Температура нагрева заготовок колебалась в пределах 950—1100 °С, чем и объясняются большие зна чения величин случайных погрешностей;
стабилизацией процесса нагрева с колебаниями по температуре ±25 °С случайная погрешность на линейный размер 370 мм может быть уменьшена до 1,0 мм.
Исследование систематической переменной погреш ности (вторая группа) производили на автоматической линии горячей прокатки пальца свеклоуборочного ком байна методом малых выборок, с помощью которого мож но наблюдать изменения точности процесса во времени. Исследовалась только погрешность прокатанных дета
лей, обусловленная изменениями температуры прокатной установки.
^Анализируя процесс прокатки, строили графики сред-' ний размер выборки — количество изготовленных деталей
иотработанное время. Количество изготовленных деталей
ивремя работы учитываются одновременно для того, чтобы иметь представление об интенсивности работы в определенные промежутки времени, так как изменение
влияния систематической переменной погрешности зави сит от интенсивности работы.
Учитывая опыт исследования |
точности |
производства |
||
[54, 56], |
объем |
малой выборки для |
определения текущей |
|
величины |
среднеарифметического значения принимаем рав |
|||
ным 6—10 шт. |
При этом точность |
определения среднего |
||
большой выборки по среднему малой выборки |
Х10 состав- |
|||
ляет |
|
|
|
|
|
|
|
|
(107) |
где ах10 — среднеквадратичное отклонение выборки объемом
10 шт.
Но сы. |
а |
тогда |
|
|
Ѵ ю |
96
X — X10 + |
0 |
= Xl0 1. 0,1a, |
|
|
10 |
T. e.
X = X10 ± 10 % 0.
По результатам обмеров малых выборок деталей из партии 800 шт., изготовленной на автоматической линии прокатки при интенсивности работы 20 шт. в 1 мин, был
Рис. 31. Зависимость величины среднего значения прокатываемого диаметра от количества изготов ленных деталей (времени): I — без предваритель ного подогрева инструмента; 2 •—с предваритель ным подогревом инструмента
построен график (рис. 31, кривая 1) зависимости величи ны среднего значения прокатываемого диаметра от коли чества изготовленных деталей (времени).
Величину переменной систематической погрешности, зависящей от разогрева прокатной установки, определяем как разность наибольшего и наименьшего значений сред
него малых выборок. |
14,25 мм |
Асист^ |
||
Для |
прокатываемого диаметра |
|||
= 0,3 мм, |
причем период разогрева |
во времени |
длился |
|
25—30 мин, после чего значение размера |
стабилизиро |
|||
валось. |
|
|
температура |
|
В процессе исследования замерялась |
разогрева инструмента и прокатной установки, что в свою очередь позволило наметить пути снижения систематиче ской переменной погрешности.
Так, предварительный подогрев инструмента и про катной установки до температуры 100—150 °С и охлажде-
7. Зак. 323 |
97 |