Файл: Контроль качества продукции машиностроения учебное пособие..pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 15.10.2024

Просмотров: 166

Скачиваний: 0

ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.

Поскольку р « Л", то для сформулированного выше правила классификации изделий на годные и дефектные условие при­ емки партии естественно записать в следующем виде:

 

х*^.с.

(130)

Запишем уравнение оперативной характеристики:

L ( N =

P ( * < C}.

(131)

Учитывая, что случайная величина х имеет нормальное рас­

пределение с математическим ожиданием р

и средним квадра­

тическим отклонением

где п — объем выборки [4; 9], ORCH­

ID п

 

 

чательно имеем

 

 

L(p)--=<D ^ -^ -|/7T ).

(132)

График оперативной характеристики изображен на рис. 45.

Цд)

1,0

1-ос

Р

,а0

а т

/

Рис. 45. График оперативной характе­ ристики плана контроля по количест­ венному признаку

Если требования к плану контроля сформулированы в виде Яа, qm, а, р, то имеют место следующие уравнения:

 

 

 

- • y ~ j ;

 

(133)

 

Р = Ф ( - zzJhaL. у п),

 

(134)

где р0 и рт

определяются из уравнений (128)

и (129).

нор­

Переходя от уравнений

(133)

и (134)

к квантилям

мального распределения

(см.

табл. 31)

и

учитывая,

что

Р о ^ с^ рте,

получим:

 

 

 

 

 

175


с— & У п = и1- л\

(135)

G

 

't m U S y - n ^ u ^

(136)

a

 

Эта система уравнений является основой для выбора пара­ метров плана контроля п и с.

После суммирования уравнений (135) и (136) и простых преобразований имеем уравнение для определения объема вы­ борки

 

 

п =

----------- L

 

(137)

 

 

 

Iхт '

Н*о

 

 

 

 

 

а

 

 

 

Результаты расчетов по уравнению (137) сведены в табл. 30.

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а 30

* т — %

0,05

0.05

0.10

0,2 0

0,20

0.20

а

 

 

 

Р

 

 

 

0,05

0.10

0.10

0.05

0.10

0.20

0,05

4330

3439

2621

2480

1998

430

0,1

1012

860

655

620

449

282

0,2

269

213

164

154

112

70

0,3

121

95

73

69

50

31

0,4

68

53

41

38

29

18

0,5

38

34

26

25

18

11

0,6

30

24

18

17

12

8

0,6

17

13

10

10

7

4

100

11

9

7

6

4

3

1,5

5

4

3

3

2

1

2,0

3

2

2

2

1

1

В ряде случаев для оперативной оценки

объема выборки

может оказаться полезной зависимость

 

 

 

 

у~п=

 

 

 

(138)

полученная путем несложных алгебраических преобразований уравнений (128), (129), (133) и (134), представленных в квантильной форме.

Уравнение (138) справедливо также для случая, когда тех­ нический допуск установлен так, что изделие считается год­ ным, если Х ^ Т , и дефектным, если X < Т . В уравнении (137)

176


в этом случае знаменатель должен быть записан следующим образом: ~ .

G

Для оценки эффективности планов контроля по количест­ венному признаку и сравнения с аналогичными планами по альтернативному признаку рассмотрим пример.

Пусть заданы:

= 0,01; <7 т = 0,05;

а=|3=0,10 .

Допуск односторонний,

по табл. 31 находим

значение квантилей,

соответствующих

 

вероятностям

1—qo,

1—q m, 1—а, 1—Р; u i - q

о

=2,325; а,

„ =1,645; и

, = и , _

а =1,282,

и

подставляем их в уравнение

 

чт

 

 

*

н

 

(137), откуда имеем п — 7.

Для тех же условий

соответствующий план одноступенчатого

контроля: я=105,

с =2 .

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а

ЗГ

ч

"<7

 

Я

 

 

 

 

«7

 

ад

 

0,50

0

0,70

0,524

0,90

 

1,282

 

0,51

0,025

0,71

0,553

0,91

 

1,341

 

0,52

0,050

0,72

0,583

0,92

 

1,405

 

0,53

0,075

0,73

0,613

0,93

 

1,476

 

0,54

0,100

0,74

0,643

0,94

 

1,555

 

0,55

0,126

0,75

0,674

0,95

 

1,645

 

0,56

0,151

0,76

0,706

0,96

 

1,751

 

0,57

0,176

0,77

0,739

0,97

 

1,881

 

0,58

0,202

0,78

0,772

0,98

 

2,054

 

0,59

0,228

0,79

0,806

0,99

 

2,326

 

0,60

0,253

0,80

0,842

0,991

 

2,366

 

0,61

0,279

0,81

0,878

0,992

 

2,409

 

0,62

0,305

0,82

0,916

0,993

 

2,457

 

0,63

0,332

0,83

0,954

0,994

 

2,522

 

0,64

0,358

0,84

0,994

0,995

 

2,576

 

0,65

0,385

0,85

1,036

0,996

 

2,652

 

0,66

0,412

0,86

1,080

0,997

 

2,748

 

0,67

0,440

0,87

1,126

0,998

 

2,878

 

0,68

0,468

0,88

1,175

0,999

 

3,090

 

0,69

0,496

0,89

1,227

0,999

 

3,719

 

Таким образом, в настоящем примере контроль по количе­ ственному признаку дает сокращение объема выборки в 15 раз.

Контроль по одному количественному признаку при одно­ стороннем допуске и неизвестной дисперсии. Теперь рассмот­ рим случай, когда разладки технологического процесса приво­ дят не только к смещению центра рассеяния ц, но и к измене­ нию точности процесса а2. В этом случае дисперсию контроль­ ного признака а2 следует считать неизвестной, и в процессе испытаний контролировать оба параметра. Пусть так же, как и в предыдущем случае, для параметра X установлен допуск: при Х ^ .Т изделие считается годным, в противном случае — дефектным.

12—Hie

177


Рис. 46. Графики изодефектных линий и зоны приемки и бра­ ковки партий

Для вычисления вероятности q справедливо уравнение (127), из которого следует, что качество продукции опреде­ ляется не только математическим ожиданием генеральной со­ вокупности ц, но и генеральной дисперсией а2. Из уравнения (127) можно записать уравнение, устанавливающее соотноше­ ние между р. и а, которое обеспечивает выпуск продукции с уровнем качества q:

(139)

Зависимость (139) называют уравнением изодефектной линии. Для сформулированных правил классификации изделий вид изодефектной линии представлен на рис. 46, причем с увеличе­ нием q наклон прямой увеличивается.

Для заданных q0, qm можно записать следующие два уравнения изодефектных линий:

(140)

I141)

Очевидно, что область А со­ ответствует партиям, уровень качества которых q<q<>\ об­ ласть В — партиям, у которых q>qm- По условию контроля партии, принадлежащие обла­ сти А, должны по возможности приниматься, области В — бра­ коваться. Если учесть, что вы­ борочные характеристики при­

ближенно равны генеральным характеристикам, то естествен­ ным условием приемки можно считать попадание случайной

точки х, s в область ниже некоторой нормативной прямой, проходящей между изодефектными линиями, соответствующи­ ми партиями с уровнем качества qо и qm.

Таким образом, математическое условие сформулирован­ ного правила приемки партии

 

(142)

где c = « 1_g , q o ^ q c^qm , и оперативная

характеристика есть

С

 

L[q)

(143)

178

Заметим, что

Р

^ ' > c j = P{.v- + c s < 7 ) .

(144)

Рассмотрим выборочную функцию

z —; х -f- cs,

(14э I

такую, что z = T, если случайная точка (х, s), определенная по результатам измерений, лежит на нормативной прямой, z > Т,

если точка (х, s) лежит выше, и z < Т, если точка лежит ниже нормативной прямой Н.

Для вычисления оперативной характеристики плана конт­ роля необходимо знать закон распределения случайной вели­ чины Z. В работе [11] показано, что при объеме выборки п > 5 величина Z имеет приближенно нормальное распределение с- математическим ожиданием

 

СИ

(146)

 

 

и дисперсией

 

 

= °2 +

CV“

(147)

п

2п '1,4

 

где коэффициент Кп находится по табл. 32.

 

 

Т а б л и ц а

32

п

 

 

5

1,064

 

10

1,028

 

15

1,018

 

20

1,013

 

25

1,010

 

30

1,009

 

Учитывая сказанное, вероятность (144) может быть вычис­ лена, как

L [ q ) = Ф ( ^ г).

( 148)

где q связано с р и а уравнением (139).

Путем несложных преобразований из уравнений (146),. (147), (148) получим

12*

179


 

с

 

= Ф

"i-ч~~ Кп

(149)

1

/

 

2л — 1,4

Характерная особенность данного уравнения заключается в том, что в него не входят значения генеральных характери­ стик |Л и ст.

Таким образом, если требования к плану контроля сформу­ лированы в виде q0, Qm, а, Р, то можно составить систему урав­ нений для определения объема выборки и приемочного числа:

 

 

‘l-flo

с

 

 

1—

а = Ф

'х 7

 

(150)

 

с2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2л — 1,4

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а 33

 

 

 

а

 

Р

п

С

0,10

0,20

0.10

0.20

 

 

 

Qo

 

 

1

0,070

0,036

0,318

0,259

 

1,5

0,069

0,32

0,195

0,043

 

2

0,004

0,008

0,108

0,070

10

2,5

0,035

0,001

0,056

0,030

 

3

0,045

0,032

0,026

0,011

 

3,5

0,053

0,042

0,011

0,004

 

4

0,061

0,051

0,004

0,001

 

1

0,090

0,111

0,263

0,225

 

1,5

0,29

0,039

0,145

0,114

 

2

0,007

0,011

0,070

0,050

20

2,5

0,001

0,002

0,030

0,019

 

3

0,031

0,033

0,011

0,006

 

3,5

0,041

0,044

0,004

0,007

 

4

0,061

0,053

0,001

0,34

 

1

0,07

0,124

0,228

0,203

 

1,5

0,037

0,046

0,116

0,097

 

2

0,010

0,013

0,051

0,040

40

2,5

0,002

0,003

0,019

0,013

 

3

0,033

0,035

0,006

0,004

 

3,5

0,043

0,046

0,002

0,001

 

4

0,052

0,056

0,034

0,032

180