где pnorm (x, µ, σ) – интегральная функция распределения вероятностей в обозначениях программы Mathcad, µi – среднее значение (математическое ожидание) сигнала , - СКЗ сигнала, ∆yi - поле допуска, равномерно распределённой аддитивной погрешности yi в (3).
Для сравнения с результатами [8], используя выражения (8) и (9) с учётом (17) (18), рассчитаем вероятности ошибок первого и второго рода α (k) и β(k) для n – параметрического объекта контроля при числе k измеряемых параметров.
Возьмём исходные данные из [8]:
- число контролируемых параметров k = 15, 30;
- все параметры одинаковы, допуск на i - тый измеряемый параметр равен ;
- среднеквадратические значения (СКЗ) сигнала = 0,8; 0,9; 1,0;
- СКЗ = 0; 0,1; 0,2; 0,3.
Распределение измеряемого параметра - нормальное с нулевым средним и СКЗ равным , распределение погрешности измерения - равномерное в интервале . В расчётах используется известное [9] соотношение .
В таблице 1 представлены значения рисков заказчика (Rз) и поставщика (Rп), полученные в работе [8] методом имитационного моделирования для тридцати и пятнадцати контролируемых параметров.
Таблица 1. Результаты моделирования, полученные в [8]
Vк(объём выборки), % |
Риски |
СКЗ σсi |
СКЗ погрешности измерений σу |
|||
0 |
0.1 |
0.2 |
0.3 |
|||
100 (k = 30) |
Rз , % |
0.8 |
0 |
0.09 |
0.14 |
0.17 |
0.9 |
0 |
0.37 |
0.60 |
0.76 |
||
1 |
0 |
0.98 |
1.66 |
2.11 |
||
Rп , % |
0.8 |
0 |
0.15 |
0.41 |
0.85 |
|
0.9 |
0 |
0.56 |
1.36 |
2.60 |
||
1 |
0 |
1.26 |
2.98 |
5.38 |
||
50 (k = 15) |
Rз , % |
0.8 |
0.25 |
0.3 |
0.34 |
0.35 |
0.9 |
1.27 |
1.49 |
1.58 |
1.67 |
||
1 |
4.05 |
4.54 |
4.86 |
5.15 |
||
Rп , % |
0.8 |
0 |
0.08 |
0.20 |
0.43 |
|
0.9 |
0 |
0.27 |
0.68 |
1.29 |
||
1 |
0 |
0.62 |
1.52 |
2.70 |
Таблица 2. Результаты расчёта по формулам (8) и (9)
Число, контролируемых параметров |
Риски |
СКЗ σсi |
СКЗ погрешности измерений σуi |
|||
0 |
0.1 |
0.2 |
0.3 |
|||
k = 30 |
Rз = β(k), % |
0.8 |
0 |
0.088 |
0.142 |
0.174 |
0.9 |
0 |
0.357 |
0.603 |
0.757 |
||
1 |
0 |
0.955 |
1.647 |
2.143 |
||
Rп = α(k), % |
0.8 |
0 |
0.152 |
0.41 |
0.879 |
|
0.9 |
0 |
0.556 |
1.383 |
2.703 |
||
1 |
0 |
1.371 |
3.228 |
5.873 |
||
k = 15 |
Rз = β(k), % |
0.8 |
0,25 |
0,294 |
0,321 |
0,34 |
0.9 |
1,27 |
1,5 |
1,57 |
1,65 |
||
1 |
4,05 |
4,53 |
4,88 |
5,13 |
||
Rп = α(k), % |
0.8 |
0 |
0.076 |
0.205 |
0.44 |
|
0.9 |
0 |
0.278 |
0.694 |
1.361 |
||
1 |
0 |
0.688 |
1.627 |
2.981 |
В таблице 2 представлены расчёты ошибок первого и второго рода α(k) и β(k), т.е., рисков поставщика Rп и заказчика Rз соответственно, рассчитанные по формулам (8) и (9) с учётом (17) и (18). Сравнение данных таблиц 1 и 2 показывает достаточно хорошее совпадение результатов моделирования [5] и приведённых нами расчётов. В таблицах 1,2 выделенные данные при k = 15 учитывают вероятность брака по пятнадцати неконтролируемым параметрам.
Данный пример показывает, что основным недостатком имитационного моделирования является необходимость повтора эксперимента при любых изменениях условий задачи, например, законов распределения измеряемых параметров и погрешностей, допусков на параметры и т.д. Использование этого метода в инженерной практике, тем более в случае обобщённой измерительной модели (1), являются менее эффективными по сравнению с математическими методами расчёта.
Уважаемый посетитель!
Чтобы распечатать файл, скачайте его (в формате Word).
Ссылка на скачивание - внизу страницы.