Автор работы: Пользователь скрыл имя, 16 Октября 2012 в 17:03, контрольная работа
Исследована стойкость сверл диаметром 3 мм в партии объемом 60 шт. при сверлении деталей из стали 40Х.
Задание 1 2
Задание 2 6
Задание 3 12
Задание 4 15
Cписок литературы, использованной при выполнении заданий 20
Результаты выполнения задания
Статистический анализ данных выборки.
При выполнении отдельных этапов статистического анализа будем использовать возможности табличного процессора Excel, что позволит значительно уменьшить трудоемкость вычислительных работ.
Таблица 9.
A |
B |
C |
D |
E |
F | |
1 |
Исходные данные xi |
n | ||||
2 |
49,84 |
49,91 |
49,90 |
50,04 |
49,97 |
50 |
3 |
49,95 |
50,00 |
49,97 |
49,95 |
49,94 |
|
4 |
49,90 |
49,98 |
49,92 |
49,93 |
49,98 |
49.9442 |
5 |
49,94 |
49,89 |
50,01 |
49,94 |
49,93 |
s |
6 |
49,94 |
49,94 |
49,87 |
50,01 |
49,97 |
0.038 |
7 |
49,96 |
49,98 |
49,94 |
49,92 |
49,98 |
|
8 |
49,92 |
49,95 |
49,94 |
49,93 |
49,93 |
|
9 |
49,90 |
49,94 |
49,90 |
49,96 |
49,98 |
|
10 |
49,94 |
49,97 |
49,93 |
49,98 |
49,95 |
|
11 |
49,89 |
49,96 |
49,92 |
49,98 |
49,94 |
Проверка гипотезы случайности
выборки методом
и сравнения полученного значения с критическим tq его значением. Если , то гипотеза случайности выборки принимается, в противном случае отвергается.
В формуле (6) величина c2 представляет несмещенную оценку σ2 по данным выборки и определяется по выражению
в которой ai - разность между соседними членами хi+1 и хi данных выборки, ai = хi+1 – хi (i = 1, 2,…, n - 1).
Критическое значение tq при n > 20 вычисляется по формуле
где величина tq определяется из соотношения , в котором функция является функцией Лапласа , значения которой приведены в табл. 4 приложения 2.
Для определения значения критерия t вычислим, прежде всего, величину c2. Для этого из каждого последующего значения размера детали, приведенного в табл. 8, начиная со второго, вычтем предыдущее значение размера и, таким образом, составим 49 разностей, каждую из которых возведем в квадрат.
В табл. 8 приведены результаты выполнения перечисленных операций в среде Excel (массив A14:E23). В ней же в ячейках G15 и G17 приведены результаты вычисления величины c2 и критерия t по формулам (7) и (8).
Для вычисления критического значения tq зададим уровень значимости q = 5%. По формуле находим , которому по табл. 4 приложения 2 соответствует tq =1,65, следовательно,
Так как (1.63>0,77), то гипотеза «случайности» выборки верна с вероятностью
Таблица 10
A |
B |
C |
D |
E |
F |
G | |
13 |
Вычисление квадратов разностей аi2=(xi+1-xi), i=1,2,…, n |
||||||
14 |
0,11 |
0,09 |
0,07 |
-0,09 |
-0,03 |
c2 | |
15 |
-0,05 |
-0,02 |
-0,05 |
-0,02 |
0,04 |
0.001451 | |
16 |
0,04 |
-0,09 |
0,09 |
0,01 |
-0,05 |
τ = c2/s2 | |
17 |
0 |
0,05 |
-0,14 |
0,07 |
0,04 |
1.005 | |
18 |
0,02 |
0,04 |
0,07 |
-0,09 |
0,01 |
||
19 |
-0,04 |
-0,03 |
0 |
0,01 |
-0,05 |
||
20 |
-0,02 |
-0,01 |
-0,04 |
0,03 |
0,05 |
||
21 |
0,04 |
0,03 |
0,03 |
0,02 |
-0,03 |
||
22 |
-0,05 |
-0,01 |
-0,01 |
0 |
-0,01 |
||
23 |
0,02 |
-0,06 |
0,12 |
-0,01 |
Проверка гипотезы о нормальном
распределении. Проверку гипотезы нормальности
распределения генеральной
Для определения значения критерия λ вычислим значения эмпирической и теоретической функций нормального закона распределения и их разности для каждого наблюденного значения случайной величины х по формулам
в которых и - накопленные теоретические и эмпирические частоты.
Выполняя все вычисления в среде Excel, получим результаты вычисления , и , приведенные в табл. 11. Максимальная разность этих функций составляет . Следовательно, величина критерия l составит
По табл. 1 приложения 2 этому значению l соответствует . Эта вероятность больше 0,05. Поэтому нашу нулевую гипотезу считаем верной.
Поскольку гипотезы нормальности и случайности выборки являются верными, то процесс обработки валов можно считать устойчивым во времени, и он может быть отнесен к IV типу точности.
Суммарная
погрешность обработки для
Для вычисления Δс определим оценку σ для среднего квадратического отклонения σ0 генеральной совокупности:
σ = z2s = 1,246·0,038 = 0,047,
где значение z2 взято из табл. 3 приложения 2. Следовательно, случайная погрешность составит
Δс = 6σ = 6·0,047 =0,284.
Постоянные погрешности равны
где - среднее значение действительных отклонений размеров роликов от их номинала .
Так как 2δ = 0,3 , а , т.е. 2δ>Δ , то процесс обеспечивает требуемую точность.
Таблица 11
Результаты вычисления
теоретических частот
накопленных частот
Интервалы |
Середина интервала xi |
f |
|
|
|
|
49.84-49.86 |
49.85 |
1 |
0.65 |
1 |
0.65 |
0.35 |
49.86-49.88 |
49.87 |
1 |
1.96 |
2 |
2.61 |
0.61 |
49.88-49.91 |
49.9 |
6 |
6.43 |
8 |
9.04 |
1.04 |
49.91-49.93 |
49.92 |
5 |
9.65 |
13 |
18.69 |
5.69 |
49.93-49.95 |
49.94 |
15 |
11.52 |
28 |
30.21 |
2.21 |
49.95-49.97 |
49.96 |
7 |
10.62 |
35 |
40.83 |
5.83 |
49.97-49.99 |
49.98 |
11 |
7.72 |
46 |
48.55 |
2.55 |
49.99-50.02 |
50.01 |
3 |
2.74 |
49 |
51.29 |
2.29 |
50.02-50.04 |
50.03 |
1 |
1.006 |
50 |
52.296 |
2.296 |
50 |
52,296 |
В результате статистического анализа установлено, что сумма случайных погрешностей Δс близка к 2δ , и что бы исключить причины случайных погрешностей ,требуется проверить жесткость системы СПИД ,состояние станка, в частности, наличие зазоров в отдельных частях станка. Под влиянием колеблющейся силы резания и вибраций эти зазоры выбираются в процессе обработки неравномерно как по величине, так и направлению, вызывая колебания размеров у обрабатываемых деталей.
Cписок литературы, использованной при выполнении заданий
Основная
Дополнительная
http://www.sernam.ru
Информация о работе Математическая статистика в технологии машиностроения