Построение гистограммы, полигона и кривой накопленных опытных вероятностей распределения ресурса
Составление сводной ведомости ресурсной информации
Сводную ведомость (вариационный ряд) информации по ресурсам гильз цилиндров двигателя СМД-14 представляем в виде таблицы, в которой ресурсы располагаем в порядке их увеличения (см. таблицу 1).
Таблица 1 - Сводная ведомость по доремонтным ресурсам
гильз цилиндров двигателя СМД-14 (Тдр)
п/п | ресурс, мото.ч. | п/п | ресурс, мото.ч. | п/п | ресурс, мото.ч. | п/п | ресурс, мото.ч. | п/п | ресурс, мото.ч. |
1 | 980 | 11 | 1600 | 21 | 2000 | 31 | 2410 | 41 | 3250 |
2 | 990 | 12 | 1600 | 22 | 2000 | 32 | 2500 | 42 | 3250 |
3 | 990 | 13 | 1610 | 23 | 2000 | 33 | 2710 | 43 | 3260 |
4 | 990 | 14 | 1630 | 24 | 2010 | 34 | 2710 | 44 | 3400 |
5 | 1040 | 15 | 1650 | 25 | 2010 | 35 | 2710 | 45 | 3400 |
6 | 1100 | 16 | 1670 | 26 | 2010 | 36 | 3000 | 46 | 3500 |
7 | 1100 | 17 | 1680 | 27 | 2070 | 37 | 3040 | 47 | 3500 |
8 | 1500 | 18 | 1700 | 28 | 2090 | 38 | 3050 | 48 | 3510 |
9 | 1500 | 19 | 1980 | 29 | 2090 | 39 | 3090 | 49 | 3520 |
10 | 1600 | 20 | 1990 | 30 | 2100 | 40 | 3100 | 50 | 3520 |
1.2 Составление статистического ряда
Статистический ряд информации составляем в виде таблицы (см. таблицу 2), состоящей из пяти строк: интервалы, середины интервалов, частота, опытная вероятность (частость) и накопленная опытная вероятность. Всю информацию по ресурсам разбиваем на интервалы, количество которых определяем по формуле:
|
|
n=
где N – количество информации по ресурсам.
интервалов.
Полученный результат округляем в сторону увеличения до ближайшего целого числа.
1.2.1 Протяженность одного интервала
Протяженность одного интервала А определяем по формуле:
где Тмах и Тmin - соответственно наибольшее и наименьшее значения ресурсов (см. таблицу 1).
Протяженность интервала округляем в большую сторону.
1.2.2 Определение смещения начала рассеивания
Величину tсм определяем по формуле:
tсм=Tдр1-0,5А,
где Тдр1 – значение ресурса в первой точке информации (наименьший ресурс), мото.ч.
tсм=980-0,5×318=821 мото.ч.
Число интервалов и их протяженность используем для построения первой строки статистического ряда. Вторая строка этого ряда представляет собой середину каждого интервала. Например, для первого интервала:
.
Таблица 2 - Статистический ряд распределения доремонтных ресурсов гильзы
Интервал мото.ч. | 980-1298 | 1298-1616 | 1616-1934 | 1934-2252 | 2252-2570 | 2570-2888 | 2888-3206 | 3206-3524 |
Середина интервала, Тср | 1139 | 1457 | 1775 | 2093 | 2411 | 2729 | 3047 | 3365 |
Частота, mi | 7 | 6 | 5 | 12 | 2 | 3 | 5 | 10 |
Опытная вероятность, Рi | 0,14 | 0,12 | 0,1 | 0,24 | 0,04 | 0,06 | 0,1 | 0,2 |
Накопленная опытная вероятность, i | 0,14 | 0,26 | 0,36 | 0,6 | 0,64 | 0,7 | 0,8 | 1 |
Третья строка показывает частоту (mi), то есть, сколько деталей попадает в каждый интервал ресурсов (см. таблицу 1).
1.2.3 Значения опытных вероятностей (частостей)
|
|
Значения опытных вероятностей появления показателя надежности в каждом интервале Рi (четвертая строка статистического ряда) определяем по формуле:
,
где mi – опытная частота в i-ом интервале.
Значения накопленных вероятностей или частостей
Значения накопленных вероятностей или частостей (последняя строка ряда) определяем суммированием вероятностей по интервалам.
;
;
;
;
;
;
.
1.3 Определение числовых характеристик
Основными числовыми характеристиками распределения случайной величины являются: среднее значение доремонтного ресурса, среднее квадратичное отклонение и коэффициент вариации.
|
|
Среднее значение доремонтного ресурса определяем по формуле:
,
где Тсрi – значение ресурса в середине i-го интервала.
Рi – опытная вероятность в i-ом интервале.
Среднее квадратичное отклонение определяем по формуле:
.
Коэффициент вариации V определяем по формуле:
1.4 Проверка информации на наличие выпадающих точек
Проверку информации на наличие выпадающих точек осуществляем по формуле:
,
где Ti и Ti-1 – смежные точки в сводной ведомости информации (см. таблицу 1).
Для наименьшего значения ресурса
Т1=980; Т2=990; ;
Для наибольшего значения ресурса
Т50=3520; Т49=3520; ;
Полученные значения сравниваем с табличными значениями критерия Ирвина ([1], таблица Б1, приложения Б)
При N=50 и доверительной вероятности a=0,95 табличное значение критерия Ирвина lТ=1,1, т.е. больше lоп. Поэтому с вероятностью 0,95 можно утверждать, что все точки информации достоверны.
Построение гистограммы, полигона и кривой накопленных опытных вероятностей распределения ресурса
Данные таблицы 2 используем для построения графиков, наглядно характеризующих опытное распределение случайной величины ресурса гильзы: гистограммы 1, полигона 2 и кривой накопленных (опытных) вероятностей 3 ( см. рисунок 1). При построении опытного распределения ресурсов на оси абсцисс откладываем значение ресурса, а по оси ординат – опытная вероятность Рi и накопленная опытная вероятность i.
|
|
Построение гистограммы осуществляем следующим образом (см. рисунок 1). По оси абсцисс откладываем интервалы в соответствии со статистическим рядом, а по оси ординат опытную вероятность Рi в начале и в конце каждого интервала. Соединив построенные в каждом интервале точки, получаем прямоугольник. В результате образуется ступенчатый многоугольник-гистограмма. Площадь каждого многоугольника в процентах от общей площади гистограммы или долях единицы определяет опытную вероятность или количество деталей, у которых ресурс находится в данном интервале.
Построение полигона (см. рисунок 1 на листе 1 графической части) осуществляем по точкам, образованным пересечением абсциссы, равной середине интервала, и ординаты, равной опытной вероятности интервала, которые надо соединить.
1.6 Выбор теоретического закона распределения ресурсов
Для определения надежности сельскохозяйственной техники используются в основном закон нормального распределения (ЗНР) и закон распределения Вейбулла (ЗРВ).
Предварительный выбор ТЗР осуществляем по величине коэффициента вариации V. Если V<0,3 то распределение подчиняется ЗНР, если V>0,5 – ЗРВ. Если V лежит в интервале от 0,3 до 0,5, то выбираем тот закон, который лучше совпадает с опытной информацией. Точность совпадения оцениваем по критерию согласия. Коэффициент вариации V=0,537, поэтому выбираем ЗРВ. Для окончательного решения рассчитаем дифференциальную f(T) и интегральную F(T) функции распределения ресурса детали по ЗРВ и ЗНР, а затем с помощью критерия согласия определим ТЗР
Дифференциальную функцию ЗНР определяем по формуле:
,
где А – протяженность интервала, мото.ч;
- среднее квадратическое отклонение, мото.ч;
Тсрi – середина i-го интервала, мото.ч;
f0 – центрированная нормированная функция ([1], таблица Б2 приложения Б).
Необходимо учитывать, что: f0(-T)=f0(T)
Расчет производим для каждого интервала.
Для первого интервала:
Для второго интервала:
Для остальных интервалов:
Полученные данные заносим в таблицу 3.
Значение интегральной функции F(Tki) ЗНР в конце i-го интервала определяем по формуле:
,
где F0 – центрированная интегральная функция ([1] таблица Б3 приложения Б);
Ткi – значение ресурса в конце i-го интервала статистического ряда;
- среднее значение ресурса;
s - среднее квадратическое отклонение;
Необходимо помнить, что: F0(-T)=1-F0(+T)
Расчет производим для каждого интервала.
Конец первого интервала, Ткi=1298 мото.ч, поэтому:
Полученные значения интегральных функций записываем в таблицу 3.
Дифференциальную функцию ЗРВ определяем по формуле:
,
где А – протяженность интервала в мото.ч;
а – параметр ЗРВ, мото.ч;
tсм – сдвиг начала рассеивания, мото.ч (определен ранее);
fТ – табулированные значения дифференциальной функции ([1], таблице Б5 приложения Б).
.
Коэффициенты ЗРВ (Кв, b, Sв) в зависимости от коэффициента вариации V определяем в [1]по таблице Б4 приложения Б.
V=0,61. Следовательно: b=1,94; Кв=0,887; Sв=0,672.
;
Расчет f(Tсрi) для ЗРВ производим для каждого интервала. Полученные данные заносим в таблицу 3.
Значения дифференциальной функции определяем по b и .
.
Интегральную функцию ЗРВ определяем по формуле:
,
где F(Tki) – интегральная функция ЗРВ в конце i-го интервала;
F(T) – табулированное значение интегральной функции ([1],таблица Б6 приложения Б);
tсм – смещение начала рассеивания;
а – параметр ЗРВ.
Полученные расчетным путем значения для функций ЗНР и ЗРВ заносим в таблицу 3.
Таблица 3 - Выбор теоретического закона распределения ресурсов
| 980-1298 | 1298-1616 | 1616-1934 | 1934-2252 | 2252-2570 | 2570-2888 | 2888-3206 | 3206-3524 | |
| 1298 | 1616 | 1934 | 2252 | 2570 | 2888 | 3206 | 4964 | |
| 1139 | 1457 | 1775 | 2093 | 2411 | 2729 | 3047 | 3365 | |
| f(T) | 0,079 | 0,134 | 0,162 | 0,162 | 0,143 | 0,112 | 0,077 | 0,053 |
F(T) | 0,094 | 0,227 | 0,388 | 0,549 | 0,689 | 0,804 | 0,885 | 0,934 | |
| f(T) | 0,058 | 0,095 | 0,136 | 0,161 | 0,161 | 0,136 | 0,095 | 0,058 |
F(T) | 0,11 | 0,2 | 0,34 | 0,5 | 0,66 | 0,8 | 0,89 | 0,95 |
Окончательный выбор теоретического закона распределения ресурсов выполняем с помощью критерия согласия. Для показателей надежности сельскохозяйственной техники чаще всего используют критерий Пирсона (Х2).
Критерий согласия Пирсона определяем по формуле:
,
где ny – число интервалов в укрупненном статистическом ряду;
Дата добавления: 2021-04-05; просмотров: 145; Мы поможем в написании вашей работы! |
Мы поможем в написании ваших работ!