Реферати українською » Промышленность, производство » Визначення коефіцієнтів придатності та відновлення деталей


Реферат Визначення коефіцієнтів придатності та відновлення деталей

Страница 1 из 2 | Следующая страница

1. Визначення коефіцієнтів придатності і відновлення деталей

1.1 Визначення технічних вимог до аналізованої поверхні

>Проведем викопіровку ескізу зазначеної деталі сформуємо технічні вимоги надефектацию заданої поверхні 6 див. [3].

Таблиця 1 - Технічні вимоги надефектацию

Найменування

деталі

>Контролируемая

поверхню

Розмір деталі

Корпус коробки передач трактори

>МТЗ-82

Поверхня

отвори під склянку провідною шестерні 2-ї щаблі редуктора

по

кресленню

припустимий в поєднанні

138 +0,040

з деталями які у експлуатації з новими деталями
138,07 138,09

Ескіз зазначеної деталі приведено у додатку А.

1.2 Визначенняизносов деталей і впорядкування варіаційного низки

 

Значення розмірів зношених деталей (для отвори – зі збільшення значень розмірів) наведені у таблиці 2.

Таблиця 2 – Розміри зношених деталей, мм

138,062 138,073 138,076 138,080 138,084 138,089 138,094 138,101 138,109 138,114
138,062 138,073 138,078 138,081 138,085 138,089 138,094 138,101 138,109 138,116
138,064 138,073 138,078 138,081 138,085 138,090 138,094 138,102 138,110 138,116
138,066 138,073 138,079 138,082 138,086 138,090 138,097 138,103 138,110 138,118
138,068 138,074 138,079 138,082 138,086 138,091 138,097 138,104 138,110 138,118
138,069 138,074 138,079 138,082 138,087 138,091 138,098 138,104 138,110 138,121
138,070 138,075 138,079 138,082 138,087 138,091 138,099 138,105 138,110 138,122
138,071 138,075 138,079 138,083 138,088 138,092 138,099 138,106 138,111 138,126
138,073 138,075 138,079 138,083 138,088 138,092 138,100 138,107 138,113 138,126
138,073 138,076 138,080 138,083 138,089 138,093 138,100 138,107 138,113 138,126

>Вичислимизноси деталей і складемо їхвариационний ряд як таблиці 3.

Знос і-го отвори визначають по залежності

 ; (1)

де –діаметрi-го зношеного отвори;

 – найбільший конструктивний розмір отвори;

N – число аналізованих деталей.

Приклад розрахунку: знос 1-го отвори:

мм.

Таблиця 3 – Значенняизносов деталей (>вариационний ряд)

Номер деталі Значення зносу деталі, мм Номер деталі Значення зносу деталі, мм

Номер

деталі

Значення зносу деталі, мм Номер деталі Значення зносу деталі, мм
1 2 3 4 5 6 7 8
1 0,022 26 0,039 51 0,049 76 0,064
2 0,022 27 0,039 52 0,049 77 0,065
3 0,024 28 0,039 53 0,050 78 0,066
4 0,026 29 0,039 54 0,050 79 0,067
5 0,028 30 0,040 55 0,051 80 0,067
6 0,029 31 0,040 56 0,051 81 0,069
7 0,030 32 0,041 57 0,051 82 0,069
8 0,031 33 0,041 58 0,052 83 0,070
9 0,033 34 0,042 59 0,052 84 0,070
10 0,033 35 0,042 60 0,053 85 0,070
11 0,033 36 0,042 61 0,054 86 0,070
12 0,033 37 0,042 62 0,054 87 0,070
13 0,033 38 0,043 63 0,054 88 0,071
14 0,033 39 0,043 64 0,057 89 0,073
15 0,034 40 0,043 65 0,057 90 0,073
16 0,034 41 0,044 66 0,058 91 0,074
17 0,035 42 0,045 67 0,059 92 0,076
18 0,035 43 0,045 68 0,059 93 0,076
19 0,035 44 0,046 69 0,060 94 0,078
20 0,036 45 0,046 70 0,060 95 0,078
21 0,036 46 0,047 71 0,061 96 0,081
22 0,038 47 0,047 72 0,061 97 0,082
23 0,038 48 0,048 73 0,062 98 0,086
24 0,039 49 0,048 74 0,063 99 0,086
25 0,039 50 0,049 75 0,064 100 0,086

 

1.3 Упорядкування статистичного низкиизносов

Кількість інтервалів n визначають по залежності:

  (2)

з наступним округленням отриманого результату до цілого числа

=.

>Длину інтервалів обчислюють по залежності:

,  (3)

що й – найбільше і найменше значення СВ з варіаційного низки відповідно.

мм.


Початок >tзві і поклала край >tдоі і-го інтервалу обчислюють за такими залежностям:

 

>tзв1= >t>min; >tзві= >tдо(і–1); >tдоі = >tзві + h (4)

Приклад рішення:

 

>t>н1= >t>min=0,022 мм;

>tдо1 = >tзв1 + h=0,022+0,0064=0,0284 мм.

Кількість спостережень (значень СВ) в і-м інтервалі (і = 1, …, n) називається досвідченої частотою. Дослідна частота , віднесена до загальної кількості спостережень (обсягу вибірки) , називається досвідченої ймовірністю..

Її значення визначається по залежності:

, (5)

де – значення СВ у середині і-го інтервалу.

Приклад рішення:

.

 

Накопичена досвідчена ймовірність, що є статистичним аналогом функції розподілу, обчислюється по залежності:

 (6)


Приклад рішення:

.

Отже, статистичним поруч розподілу є таблиця 4, у якій вказані межі і середини інтервалів, досвідчені частоти, побачити дослідні та накопичені досвідчені ймовірності.

Таблиця 4 –Статистический ряд розподілуизносов

Кордони

інтервалу,

мм

0,0220

...

0,0284

0,0284

...

0,0348

0,0348

...

0,0412

0,0412

...

0,0476

0,0476

...

0,0540

0,0540

...

0,0604

0,0604

...

0,0668

0,0668

...

0,0732

0,0732

...

0,0796

0,0796

0,0860

Середина інтервалу,

мм

0,025 0,031 0,038 0,044 0,050 0,057 0,063 0,070 0,076 0,082

Дослідна частота

5 11 17 14 15,5 7,5 8 12 5 5

Кордони

інтервалу,

мм

0,0220

...

0,0284

0,0284

...

0,0348

0,0348

...

0,0412

0,0412

...

0,0476

0,0476

...

0,0540

0,0540

...

0,0604

0,0604

...

0,0668

0,0668

...

0,0732

0,0732

...

0,0796

0,0796

0,0860

Дослідна ймовірність

0,05 0,11 0,17 0,14 0,155 0,075 0,08 0,12 0,05 0,05

Накопичена досвідчена ймовірність

0,05 0,16 0,33 0,47 0,625 0,7 0,78 0,9 0,95 1

 

1.4 Визначення числових характеристик статистичної сукупностіизносов

 

Найбільш застосовуваними числовими характеристиками сукупності значень випадкової величини є:

– середнє, характеризує центр групування випадкової величини;

–среднеквадратическое відхилення і коефіцієнт варіації, є характеристиками розсіювання випадкової величини.

Оскільки > 25, то характеристики обчислюються по залежностям:

, (7)

, (8)  

Аналіз залежностей визначення показує, що його значення залежить тільки від величини розсіювання, а й від абсолютних значень СВ. Від цієї вади вільний коефіцієнт варіації , визначається по залежності:

 (9)

де за N > 25 >tдив = >t>н1 –0,5h;

 

>tдив = >tзв1 –0,5h=0,022 - 0,50,0064= 0,0188 мм.


1.5 Перевірка однорідності інформацію произносах

 

Перевірку на які точки проводять за критерію Ірвіна , який обчислюють по залежності:

, (10)

що й – суміжні значення випадкової величини варіаційного низки.

Перевірку починають із крайніх значень випадкової величини.Вичисленное порівнюють ізтабличним значенням , взятому з табл.В.1 [1], при довірчій ймовірності та числі спостережень .

При переходять до перевірки однорідності наступного значення СВ. Припроверяемое значення СВ визнають випадаючого (екстремальним), і це виключається з вибіркової сукупності спостережень.

Приклад рішення:

.

 приN=100, значення критерію Ірвіна

>Вичисленние значення критерію Ірвіна запишемо в таблицю 5.


Таблиця 5 – Значення критерію Ірвіна

- 0 0 0 0,063 0 0,063 0,063 0,126 0,063
0 0 0,126 0,063 0,063 0 0 0 0 0,126
0,126 0 0 0 0 0,063 0 0,063 0,063 0
0,126 0 0,063 0,063 0,063 0 0,189 0,063 0 0,126
0,126 0,063 0 0 0 0,063 0 0,063 0 0
0,063 0 0 0 0,063 0 0,063 0 0 0,189
0,063 0,063 0 0 0 0 0,063 0,063 0 0,063
0,063 0 0 0,063 0,063 0,063 0 0,063 0,063 0,253
0,126 0 0 0 0 0 0,063 0,063 0,126 0
0 0,063 0,063 0 0,063 0,063 0 0 0 0

>Вичисленние значення порівняти зтабличним значенням

>Взятом з таблиціВ.1 [1] при довірчій ймовірності та числі спостереженьN=100

Звідси випливає, що це точки однорідні.

1.6 Графічне побудова досвідченого розподілуизносов

 

Для наочного уявлення досвідченого розподілу, оцінки якості виробленого групування (поділу на інтервали) і більше обгрунтованого висування гіпотези про імовірному теоретичному розподілі за даними статистичного низки будуємогистограмму, полігон і графік накопиченої досвідченої ймовірності (докладання Б, У, Р).


1.7 Вирівнювання досвідченої інформації теоретичним законом розподілу

 

1.7.1 Висування гіпотези про плановане теоретичному законі розподілу

>Вичисленное значення коефіцієнта варіаціїV=0,492

При значенні коефіцієнта варіаціїV=0,30…0,50 виникає невизначеність. У цій ситуації гіпотези проНЗР іЗРВ є рівноправними, тому виробляється розрахунок диференціального і інтегрального законів розподілу обох видів із наступною перевіркою правдоподібності кожного їх однієї зі критеріїв злагоди і прийняттям відповідного рішення.

 

1.7.2 Розрахунок й модульна побудова диференціального і інтегральногоТЗР

Для нормального закону розподілу

Бо за складанні статистичного низки (див. таблицю 4) були враховано не статистичні щільності функції розподілу , а досвідчені ймовірності влучення спостережень в -і інтервал , то тут для забезпечення порівнянності розподілів обчислимо теоретичні ймовірності тих самих подій по залежності:

,  (11)

де – довжина інтервалу, прийнята при побудові статистичного низки;

 –квантиль нормального розподілу, значення обчислено для середини -го інтервалу ;

 – значенняцентрированной і унормованого щільності розподілу з докладання Р [1] (у своїй треба врахувати, що );

n - число інтервалів, прийняте під час упорядкування статистичного низки.

Приклад рішення середини 1-го інтервалу:

Значення теоретичних ймовірностей запишемо в таблицю 6.

Таблиця 6 - Значення теоретичних ймовірностей

Середина інтервалу,

мм

0,025 0,031 0,038 0,044 0,050 0,057 0,063 0,070 0,076 0,082
Щільність функції розподілуf(z) 0,11 0,19 0,29 0,37 0,4 0,37 0,29 0,19 0,11 0,05

Теоретична

ймовірність

0,044 0,076 0,117 0,149 0,162 0,149 0,117 0,076 0,044 0,02

>Вичисление функції розподілу здійснюється за залежності:

; ,                        (12)

де –квантиль нормального розподілу, значення обчислено для кінця -го інтервалу ;

 – значення інтегральної функції нормального розподілу (у своїй треба врахувати, що ).

>Вичислим функцію розподілу на 1-му інтервалі:

.

Значення функції розподілу запишемо в таблицю 7.

Таблиця 7 – Значення функції розподілу

Кордони

інтервалу,

мм

0,0220

...

0,0284

0,0284

...

0,0348

0,0348

...

0,0412

0,0412

...

0,0476

0,0476

...

0,0540

0,0540

...

0,0604

0,0604

...

0,0668

0,0668

...

0,0732

0,0732

...

0,0796

0,0796

0,0860

Функція розподілу

0,08 0,16 0,27 0,42 0,58 0,73 0,84 0,92 0,97 0,99

Використовуючи значення функції

Страница 1 из 2 | Следующая страница

Схожі реферати:

Навігація