Obrabotka Metallov 2009 No. 1

Т а б л и ц а 1 Сводный внутригрупповой статистический анализ Число проходов w ( i ) 1 i Ra , мкм Доверительный интервал, мкм Стандарты, мкм 1 iv Ra отклонений ошибки min max 0 (1) 0.23533 (0.25*) 0.190090; 0.280577; (0.20*; 0.32*) 0.121165 0.022122 0.12 (0.125*) 0.50 (0.50*) 2 (2) 0.160333 (0.20*) 0.143138; 0.177529; (0.16*; 0.20*) 0.046050 0 .008407 0.09 (0.10 *) 0.27 (0.32*) 4 (3) 0.144000 (0.16*) 0.128570; 0.159430; (0.16*) 0.041323 0. 007545 0.07 (0.08* ) 0.25 (0.25*) 6 (4) 0.149667 (0.16*) 0.135305; 0.164028; (0.16*; 0.20*) 0.038460 0 .007022 0.09 (0.10 *) 0.24 (0.25*) Примечание: * – категориальные значения шероховатостей по ГОСТ 25142–82 а б Рис.1. Гистограммы наблюдений Ra 1 iv , 1; 30 v = , при шлифовании: а – без выхаживания ( i = 1); б – с выхаживанием w = 4 ( i = 3) Результаты исследования и их обсуждение . Как требует ДА, перед началом его проведения для наблю- дений была подтверждена гомогенность дисперсий на 5%-м уровне с использованием статистик Хартли, Кох- рена и Бартлетта. Затем с помощью ОДА было выявле- но, что выхаживание оказалось несущественным для ва- риации средних откликов четырех параметров: Ra 1 , Rz 1 , t 30(2) и t 50(2) . Теоретически их можно исключить из второго этапа оценки средних. Однако на практике обнаружены случаи, когда рассеяние опытных данных, особенно для t p , приводило к такому возрастанию дисперсии ошибки, когда фактическое F -отношение становилось меньше критической статистики. В то же время при большом ко- личестве наблюдений (как у нас, n = 30) множественный анализ средних выявлял среди них значимые различия, хотя при расчете этих статистик также участвуют диспер- сии ошибок. Наличие программы позволило без большо- го труда выполнить окончательный этап исследования средних для всех параметров микрорельефа поверхно- сти БП. Как и предполагали, результаты ОДА были под- тверждены частично, только для относительных опорных длин неровностей t 30(2) и t 50(2) . В качестве примера рассмотрим статистический анализ влияния выхаживания на вариацию средних Ra 1 , i = 1;4, для проведения которого в табл.1 сведены все не- обходимые исходные данные. Даже беглый обзор приведенных результатов свиде- тельствует о целесообразности выхаживания поверхно- сти по окончании цикла операции. Так, при шлифовании без выхаживания размах наблюдений Ra 11 v , v = 1;30 соста- вил R = 0,38 мкм, т.е. в пределах 7 категориальных вели- чин. Отклонения шероховатостей в меньшую сторону от средней: Ra 11 v < Ra 11 = 0,235333 мкм – можно отбросить, так как они не вызывают брак деталей. Тогда за начало от- счета можно принять точечную оценку этой средней. Но и в этом случае десять заготовок из операционной партии могут оказаться в числе бракованных, исключающих до- работку (рис. 1, а ). Проверка наблюдений по критерию Колмагорова– Смирнова выявила, что расчетная статистика D = 0,3051 ока- залась больше критической D к = 0,242. Это свидетельствует о том, что при шлифовании без выхаживания рассеяние ше- роховатости не подчиняется закону Гаусса. В то же время, как видно из рис.1, б , выхаживающие проходы в количестве w = 4 ( i = 3) способствуют тому, что шероховатости Ra 1(3 v ) , v = 1;30 аппроксимируются кривой нормального распреде- ления ( D = 0,1718). В этом случае размах шероховатости не вышел за пределы трех категориальных величин (табл.1), а интервальная оценка средней составила: 0,125< Ra 1(3 ) <0,16. Аналогичные результаты имеют место по остальным высот- ным неровностям в обоих направлениях. Относительно Rz 1 и R max1 можно однозначно утверждать, что выхаживание снижа- етразмахвозможныхшероховатостейс4–6дотрех категори- альных величин, а их доверительные интервалы смещаются в направлении улучшения состояния поверхности на одну сту- пень размерного ряда. Еще больший размахшероховатостей предсказан в продольном направлении в случаешлифования без выхаживания: до 10–11 категориальных величин, включая ОБРАБОТКА МЕТАЛЛОВ № 1 (42) 2009 25 КАЧЕСТВО ПОВЕРХНОСТИ