Управление процессами. Ефимов В.В - 107 стр.

UptoLike

ВУЗ: 

УлГТУ | Ульяновск

Составители: 

Рубрика: 

126
Качество конкретного распределения значений параметра, независимо от то-
го, расположено поле рассеяния в
поле допуска или выходит за пре-
делы поля допуска, можно опре-
делить практически по построен-
ной гистограмме (рис. 4.8), не
прибегая к теоретическим по-
строениям.
Используя функцию потерь
качества, можно рассчитать сред-
нестатистическое качество кон-
кретной технологической системы
S
тс
по следующей формуле:
m
S
тс
= NkT·Σ Ф
n
·Q
n
. (4.9)
где m – число интервалов гистограммы,
Ф
n
– потери качества значений параметра в m-м интервале,
Q
n
– R
m
/ N – доля значений параметра в m-ом интервале, где R
m
– количество
значений параметра, попавших в m-й интервал, N – общее число значений пара-
метра.
Подставляя в уравнение (4.9) данные гистограммы (рис. 4.8), получим
S
тс
= kT (0,06·9/20 + 0,15·7/20 + 0,24·5/20 + 0,15· 3/20 ++ 0,1· 1/20 +
+ 0,0,08·1/20 + 0,07· 3/20 + 0,06·5/20 + 0,05·3/20 + 0,04·1/20 = 0,23 kT.
Сравнивая со значением S
тс
для нормального распределения с симметричным
полем допуска, можно отметить, что качество практического распределения (рис.
4.8) примерно вдвое хуже качества теоретического распределения при симмет-
ричном допуске. Что и следовало ожидать.
Очевидно, что наименее качественные значения параметра будут лежать на
границе допуска. Именно наименее качественные значения замыкающего звена
цепочки являются тем допустимым риском, который определяет работоспособ-
ность сборочного соединения. Имея все числовые данные, определим потери ка-
Т
У
Х
Ф(Х)
номинал
Ф(Х)
6
25
15
15
10
8
7
6
4
5
Рис. 4.8. Гистограмма N = 100, m =10

Страницы