POLITECHNIKA WARSZAWSKA |
Laboratorium z przedmiotu:
PODSTAWY TECHNIKI POMIAROWEJ
Ćwiczenie nr 4.
Temat : Wyznaczanie charakterystyk zmiennych losowych na podstawie danych eksperymentalnych uzyskanych w automatycznych stanowiskach kontroli.
Grupa LTK sem VI
Zespół nr 1 : 1. Halina Kobylińska 2. Krzysztof Filipiak 3. Lech Kielech 4. Grzegorz Krawczyk 5. Lech Olszewski
Data wykonania ćwiczenia : 25.03.2001r.
|
CEL ĆWICZENIA
Zapoznanie się z podstawowymi metodami statystycznej oceny wyników pomiarów otrzymanych na stanowisku kontroli produkcji.
OPIS TEORETYCZNY
Uzyskany w wyniku pomiarów ciąg n - elementowy wartości pewnej wielkości x, utożsamiamy ze zmienną losową. Wartości (x1, x2, ..., xn) zmiennej losowej x nazywamy próbą n - elementową. Zadaniem opracowującego wyniki pomiarów eksperymentalnych jest znalezienie ocen (wartości przybliżonych) dla charakterystyk liczbowych danej zmiennej losowej.
Charakterystykami tymi są :
wartość średnia (oczekiwana) E(x),
odchylenie standardowe
,
wariancja D2(x),
momenty wyższych rzędów
,
,
współczynnik asymetrii i spłaszczenia
,
.
Oceny tych charakterystyk, uzyskane na podstawie wyników badań
Eksperymentalnych, oznaczamy tymi samymi literami, co szukane charakterystyki, lecz z „wężykiem” u góry
,
, itp. Przy nieograniczonym wzroście liczebności próby n ocena powinna być zbieżna wg prawdopodobieństwa do ocenianego parametru.
Ocenę nazywamy nieobciążoną, jeśli przy dowolnej liczebności próby jej wartość oczekiwana pokrywa się z szukanym parametrem.
Średnia arytmetyczna z wyników n doświadczeń :
gdzie :
c - dowolna liczba (pozorne zero) jest oceną nieobciążonej wartości oczekiwanej.
Oceną nieobciążoną odchylenia standardowego jest :
,
gdzie :
- współczynnik będący funkcją n.
Mając liczną próbę, elementy próby łączymy, grupujemy w klasach, tworząc tzw. uporządkowany szereg rozdzielczy (x0, x1)(x1, x2), ...,(xk-1,xk). Oceny wartości oczekiwanej, wariancji i momentów wyższych rzędów dokonuje się wtedy w sposób przybliżony, korzystając ze wzorów :
,
gdzie :
- wartość średnia w j-tej klasie,
- częstość (prawdopodobieństwo) zdarzenia w j-tej klasie.
Korzystając z danych uzyskanych przy tworzeniu uporządkowanego szeregu rozdzielczego, wykonujemy histogram, czyli zależność
, oraz dystrybuantę empiryczną
.
OPIS STANOWISKA POMIAROWEGO
Za pomocą czujnika indukcyjno - analogowego Vistronik A, dla wskazanego przez prowadzącego ćwiczenie, zbioru detali dokonaliśmy pomiaru odchyłek wymiaru podlegającego kontroli.
Wyniki pomiarów odchyłki przedstawia poniższa tabela:
Lp. |
odchyłka |
wymiar detalu [mm] |
Lp. |
Odchyłka [μm] |
wymiar detalu [mm] |
|
[μm] |
|
|
|
|
1 |
-140 |
14,860 |
31 |
+50 |
15,050 |
2 |
+140 |
15,140 |
32 |
+190 |
15,190 |
3 |
+140 |
15,140 |
33 |
+170 |
15,170 |
4 |
-120 |
14,880 |
34 |
+450 |
15,450 |
5 |
-120 |
14,880 |
35 |
-140 |
14,860 |
6 |
+90 |
15,090 |
36 |
-200 |
14,800 |
7 |
+290 |
15,290 |
37 |
+20 |
15,020 |
8 |
+240 |
15,240 |
38 |
-10 |
14,990 |
9 |
+110 |
15,110 |
39 |
-140 |
14,860 |
10 |
+440 |
15,440 |
40 |
+190 |
15,190 |
11 |
+110 |
15,110 |
41 |
+410 |
15,410 |
12 |
+100 |
15,100 |
42 |
+380 |
15,380 |
13 |
+120 |
15,120 |
43 |
+360 |
15,360 |
14 |
+250 |
15,250 |
44 |
+410 |
15,410 |
15 |
+110 |
15,110 |
45 |
+470 |
15,470 |
16 |
-100 |
14,900 |
46 |
+90 |
15,090 |
17 |
+300 |
15,300 |
47 |
+440 |
15,440 |
18 |
+30 |
15,030 |
48 |
+360 |
15,360 |
19 |
+80 |
15,080 |
49 |
+490 |
15,490 |
20 |
+210 |
15,210 |
50 |
+500 |
15,500 |
21 |
+170 |
15,170 |
51 |
+380 |
15,380 |
22 |
+210 |
15,210 |
52 |
+330 |
15,330 |
23 |
+180 |
15,180 |
53 |
-120 |
14,880 |
24 |
+80 |
15,080 |
54 |
+30 |
15,030 |
25 |
+310 |
15,310 |
55 |
+70 |
15,070 |
26 |
+90 |
15,090 |
56 |
-220 |
14,780 |
27 |
+220 |
15,220 |
57 |
-130 |
14,870 |
28 |
+180 |
15,180 |
58 |
+140 |
15,140 |
29 |
+420 |
15,420 |
59 |
-20 |
14,930 |
30 |
+90 |
15,090 |
60 |
+70 |
15,070 |
Wartość nominalna wymiaru 15 mm.
Ustaliliśmy wartości minimalną i maksymalną pomiarów, które wynoszą:
min. -220 µm
max. +500 µm
PRZYKŁADOWE WYLICZENIA
Tworzenie uporządkowanego szeregu rozdzielczego.
Otrzymane wyniki pomiarów pogrupowaliśmy w 8 klas i dokonaliśmy obliczeń częstości klasy, oraz dystrybuanty empirycznej
Nr klasy (grupy) |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
Granica klasy |
14,780 |
14,860 |
14,990 |
15,080 |
15,180 |
15,290 |
15,380 |
15,450 |
|
14,860 |
14,990 |
15,080 |
15,180 |
15,290 |
15,380 |
15,450 |
15,500 |
Wartość średnia klasy |
14,820 |
14,925 |
15,035 |
15,130 |
15,235 |
15,335 |
15,415 |
15,475 |
Liczba elementów w klasie mj |
5 |
7 |
8 |
15 |
9 |
7 |
6 |
3 |
Częstość klasy Pj |
0,08 |
0,12 |
0,13 |
0,25 |
0,15 |
0,12 |
0,10 |
0,05 |
Dystrybuanta Wj |
0,05 |
0,17 |
0,30 |
0,55 |
0,70 |
0,82 |
0,92 |
0,97 |
Wartości oczekiwaną i wariancję oceniliśmy korzystając ze wzorów :
Częstość klasy obliczyliśmy ze wzoru:
Dystrybuantę obliczyliśmy ze wzoru:
WYKRESY
Histogram częstości.
Wykres dystrybuanty.
Dobór rozkładu teoretycznego oraz weryfikacja hipotezy o zgodności.
Dokonaliśmy tego za pomocą programu LSP4, który realizuje następujące zadania :
wczytanie wyników kontroli wymiarów detali,
obliczenia wstępne i wydruk charakterystyk empirycznych,
dobór rozkładu empirycznego i testowanie hipotezy o zgodności z rozkładami teoretycznymi,
wydruk wyników końcowych.
Rys. Ogólny schemat blokowy ćwiczenia.
WNIOSKI
W celu wyeliminowania błędów grubych posłużyliśmy się testem Romanowskiego, który w zależności od przyjętego poziomu istotności alfa decyduje o ilości danych eksperymentalnych dopuszczonych do dalszej analizy.
Przy założonym poziomie istotności α=0,02 i w momencie gdy wynik testowania hipotezy o zgodności dwóch rozkładów dli i-tej klasy jest większy od poziomu istotności - hipoteza zostaje przyjęta. Aby rozkład został przyjęty musi spełniać ten warunek we wszystkich (w naszym przypadku 12) klasach.
W naszym przypadku badany rozkład empiryczny okazał się niezgodny z teoretycznym rozkładem normalnym. Przy teście Romanowskiego dla poziomu istotności α=0,02 rozkład normalny nie został przyjęty we wszystkich klasach. Pozostałe rozkłady, jak również rozkład normalny zostały odrzucone. Wyniki przeprowadzonych przez nas testów zawarte są w dołączonym przez nas wydruku komputerowym.
W żadnej z przeprowadzonej przez nas prób badany rozkład empiryczny nie okazał się zgodny z rozkładem normalnym. Można przypuszczać, że gdy jest za mało danych liczbowych zachodzi duże prawdopodobieństwo, że próbka stanie się mało reprezentatywna, czyli nie będziemy w stanie dobrać do niej żadnego rozkładu teoretycznego.
Jak widać istotnym elementem testów jest dobór odpowiedniego poziomu istotności w teście Romanowskiego. Wiąże się on z liczbą danych przeznaczonych do dalszego testowania.
W masowej produkcji jest niemożliwe sprawdzenie każdego detalu w zakresie dokładności jego wykonania, dlatego też sprawdza się dokładnie tylko pewną próbkę n - elementową wybraną w sposób losowy z całej produkcji. Ten sposób postępowania nazywa się statystyczną kontrolą jakości i stąd też wynika potrzeba nabycia umiejętności wyznaczania charakterystyk zmiennych losowych. Umiejętność ta może być wykorzystana do oceny wyników pomiarów uzyskanych metodami doświadczalnymi dowolnej wielkości fizycznej.
2
Stanowisko
przygotowane
zgodnie z rys.
Uzyskanie danych
z kontroli
wymiarów
Program
na IBM PC