валу визначається за формулою:
,
де К - прийняте число інтервалів.
Звідси:
Підрахуємо частоти попадання розмірів в кожен інтервал.
№ п / пІнтервали: 1 виборкаЧастотаОтн. част.Інтервали: 2 виборкаЧастотаОтн. част.отдоmm/nотдоmm/n154.91054.92520,0854.91054.92510,04254,92554,94020,0854,92554,94020,08354,94054,95530,1254,94054,95530,12454,95554,97050,254,95554,97070,28554,97054,98550,254,97054,98550,2654,98555,00050,254,98555,00040,16755,00055,01520,0855,00055,01520,08855,01555,03010,0455,01555,03010,04
Рис.1. Гістограма і полігон розподілу вибірки 1
Рис.2. Гістограма і полігон розподілу вибірки 2
. Перевірка за критерієм Вастергарда гіпотези про закон розподілу похибки обробки.
Перевірка за цим критерієм не є абсолютно надійною, але прийнятна у виробничих умовах і виконується для кожної вибірки. Все поле розсіювання розмірів розбивається на ряд інтервалів від середнього значення розміру Х: ± 0,3 S, ± 0,7 S, ± 1,1 S, ± 3S. Підраховується число розмірів заготовок, що потрапили в кожен інтервал, і їх відсоток 1 / n 100% від загального їх числа в вибірці.
Вибірка 1
Інтервал від X S1=0,0289 Число розмірів в інтервалі, lПроцент від загального числа
1 / n 100% ± 0,3 S=± 0,0086 від 54,963 до 54,980 8 32% ± 0,7 S=± 0,0202 від 54,951 до 54,992 11 44% ± 1,1 S= ± 0,0317 від 54,941 до 55,003 20 80% ± 3S=± 0,0867 від 54,885 до 55,050 25100%
Вибірка 2
Інтервал від X=54,97332 S2=0,00269 Число розмірів в інтервалі, lПроцент від загального числа
1 / n 100% ± 0,3 S=± 0,00807 від 54,964 до 54,981 28 липня% ± 0,7 S=± 0,0188 від 54,954 до 54,991 12 48% ± 1,1 S= ± 0,0296 від 54,943 до 55,002 19 76% ± 3S=± 0,0807 від 54,892 до 55,053 25100%
Фактичне розсіювання розмірів вважається відповідним закону нормального розподілу.
. Перевірка можливості обробки партії деталей без шлюбу за даними кожної вибірки.
Будуються теоретичні криві розсіювання розмірів для кожної з вибірок і вказується допуск на контрольований параметр деталі.
Значення Р1, Р2 і Р3 определ?? Ються за формулами:
Вибірка 1: Вибірка 2:
Рис. 3. Схема для визначення обробки без шлюбу вибірки 1
Рис. 4. Схема для визначення обробки без шлюбу для вибірки 2
Робимо висновок про наявність ймовірності шлюбу (поправного, невиправного). Якщо шлюб можливий, то підрахувати його відсоток, який визначається відношенням площ F1 і F2 до площі, обмеженої кривою розподілу.=0.005F1=0.003=0.021F2=0.014
Як бачимо, в першій вибірці виправний брак становить 2.1%, а невиправний 0.5%. У другій вибірці виправний брак 1.4%, а невиправний 0.3%.
Шлюб в межах норми (5%), заходів щодо зменшення шлюбу не потрібно.
Перевірка рівності точності обробки в двох вибірках.
Для перевірки скористаємося Т-критерієм Фішера для закону нормального розподілу. Фактичне значення Т-критерію для двох вибірок визначається за формулою:
Для кожної з вибірок знаходимо числа ступенів свободи К1 і К2:
по таблиці додатка ...
