Автор работы: Пользователь скрыл имя, 15 Января 2014 в 04:10, лабораторная работа
Цель работы: на примере исследования точности установки суппорта по продольному упору познакомится с характером погрешностей, возникающих при механической обработки деталей и приобрести навыки статистического анализа экспериментальных данных.
Определим широту распределения (размах варьирования):
Задавшись числом интервалов, равным 10, определим величину интервала (цену разряда) С:
Таблица 14 – Результаты подсчета частот
Интервалы от…до… |
Середина интервала |
Подсчет частот |
Частота |
0.02…0.0255 |
0.02275 |
|
2 |
0.0255…0.031 |
0,02825 |
|
6 |
0.031…0.0365 |
0.03375 |
|
3 |
0.0365…0.042 |
0.03925 |
|
6 |
0.0042…0.0475 |
0.04475 |
|
11 |
0,0475…0,053 |
0,05025 |
|
12 |
0,053…0,0585 |
0,05575 |
|
13 |
0,0585…0,064 |
0,06125 |
|
32 |
0,064…0,0695 |
0,06675 |
|
9 |
0,0695…0,075 |
0,07225 |
|
3 |
0,075…0,0805 |
0,07775 |
|
3 |
100 |
Рисунок 3 – Полигон (практическая кривая) и гистограмма
Для вычисления статистических
характеристик применяются
где - частота i-го разряда;
- середина i-го интервала.
Однако эти формулы можно применять только в случае небольшого числа опытов. Для больших выборок используются другие формулы, которые дают такие же результаты, но значительно облегчают расчеты:
В качестве величины а можно принимать любое значение, но рекомендуется принимать такое значение x, которому соответствует максимальная частота. В нашем случае так как этому значению соответствует максимальная частота f = 32. Величина определяется по формуле:
Однако практически для вычисления расчеты производить не нужно, потому что для интервала, соответствующего максимальной частоте, b всегда равно 0, а для последующих интервалов увеличивается на +1 или -1.
Таблица 15 – Статистические характеристики параметра
Интервалы x от…до |
f |
bf |
||||
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 | |
0.02…0.0255 |
0.02275 |
2 |
-7 |
-14 |
98 | |
0.0255…0.031 |
0,02825 |
6 |
-6 |
-36 |
216 | |
0.031…0.0365 |
0.03375 |
3 |
-5 |
-15 |
75 | |
0.0365…0.042 |
0.03925 |
6 |
-4 |
-24 |
96 | |
0.0042…0.0475 |
0.04475 |
11 |
-3 |
-33 |
99 | |
0,0475…0,053 |
0,05025 |
12 |
-2 |
-24 |
48 | |
0,053…0,0585 |
0,05575 |
13 |
-1 |
-13 |
13 | |
0,0585…0,064 |
0,06125 |
32 |
0 |
0 |
0 |
Продолжение Таблицы 15
0,064…0,0695 |
0,06675 |
9 |
1 |
9 |
9 |
0,0695…0,075 |
0,07225 |
3 |
2 |
6 |
12 |
0,075…0,0805 |
0,07775 |
3 |
3 |
9 |
27 |
100 |
-135 |
693 |
В качестве величины а можно принимать любое значение, но рекомендуется принимать такое значение х, которому соответствует максимальная частота.
Таблица 16 – Расчеты теоретических частот
Номер интер- вала |
Середина интер- вала |
Эмпири- ческие частоты |
Z(t) |
||||
1 |
0.02275 |
2 |
-0.031075 |
-2.5 |
0.0175 |
0,008 |
0,8 |
2 |
0,02825 |
6 |
0,025575 |
-2,05 |
0.0488 |
0.03 |
2,2 |
3 |
0.03375 |
3 |
-0.020075 |
-1,61 |
0.1092 |
0.05 |
5 |
4 |
0.03925 |
6 |
-0.014575 |
-1,17 |
0.2012 |
0.09 |
9 |
5 |
0.04475 |
11 |
-0,009075 |
-0,73 |
0.3056 |
0.14 |
14 |
6 |
0,05025 |
12 |
-0,003575 |
-0,29 |
0,3825 |
0,17 |
17 |
7 |
0,05575 |
13 |
0,001925 |
0,15 |
0,3945 |
0,18 |
18 |
8 |
0,06125 |
32 |
0,007425 |
0,59 |
0,3352 |
0,15 |
15 |
Продолжение Таблицы 16
9 |
0,06675 |
9 |
0,012925 |
1,04 |
0,2323 |
0,103 |
10,3 |
10 |
0,07225 |
3 |
0,018425 |
1,48 |
0,1334 |
0,06 |
0,6 |
11 |
0,07775 |
3 |
0,023925 |
1,92 |
0,0632 |
0,03 |
3 |
Для проверки гипотезы о законе распределения пользуются рядом критериев, из которых наибольшее практическое применение имеют критерий А.Н. Колмогорова и критерий К. Пирсона.
Критерий А.Н. Колмогорова
Для вычисления величины λ необходимо предварительно определить эмпирическую F(x), и теоретическую функции предлагаемого закона распределения для каждого значения исследуемой случайной величины. Затем по максимальной разности этих функций находим λ:
где - накопленные эмпирические и теоретические частоты,
N – число экспериментов (объем выборки).
Последовательность вычислений показана в таблице 17.
Таблица 17 – Последовательность вычисления критерия λ
Номер интервала |
|||||
1 |
2 |
0,8 |
2 |
0,8 |
+1,2 |
2 |
6 |
2,2 |
8 |
3 |
+5 |
3 |
3 |
5 |
11 |
8 |
+3 |
4 |
6 |
9 |
17 |
17 |
0 |
5 |
11 |
14 |
28 |
31 |
-3 |
6 |
12 |
17 |
40 |
48 |
-8 |
Продолжение Таблицы 17
7 |
13 |
18 |
53 |
66 |
-13 |
8 |
32 |
15 |
85 |
81 |
+4 |
9 |
9 |
10,3 |
94 |
91,3 |
+2,7 |
10 |
3 |
0,6 |
97 |
91,9 |
+5,1 |
11 |
3 |
3 |
100 |
94,9 |
+5,1 |
Для данного значения λ, находим вероятность того, что гипотетическая функция выбрана правильно. Для λ=0,4 , т.е. вероятность согласования очень высокая.
Критерий К. Пирсона
Критерий вычисляется по формуле:
где m – число разрядов,
- эмпирическая частота,
- теоретическая частота.
Таблица 18 – Последовательность вычисления критерия
Номер интервала |
|||||
1 |
2 |
0,8 |
5 |
25 |
8,3 |
2 |
6 |
2,2 |
|||
3 |
3 |
5 |
-5 |
25 |
1,8 |
4 |
6 |
9 |
|||
5 |
11 |
14 |
-3 |
9 |
0,6 |
6 |
12 |
17 |
-5 |
25 |
1,5 |
7 |
13 |
18 |
-5 |
25 |
1,4 |
Продолжение Таблицы 18
8 |
32 |
15 |
-7 |
49 |
3,3 |
9 |
9 |
10,3 |
-1,3 |
1,69 |
0,16 |
10 |
3 |
0,6 |
2,4 |
5,76 |
1,6 |
11 |
3 |
3 |
|||
∑ |
18,66 |
Число разрядов m после объединения частот равно 6, число параметров Р равно 2. Следовательно, r = m-P-1 = 11-2-1 = 8.
При отсутствии таблиц значений Р( можно пользоваться способом В.И. Романовского. Для этого определяется величина А:
Если , то гипотеза о согласовании бракуется, если , то принимается.