Page 25 - 112

В лабораторній роботі використовується тільки нормальний розподіл
( і= =0) і формула спроститься

x    x . (4.2)
 i i
В другій задачі при відомому допуску замикаючої ланки допуски складових
ланок при умові їх рівної точності (тобто одного класу точності) визначаються як
T e
T i   i , (4.3)
t   e i 2

де е і – одиниця допуску, згідно з стандартом e  5 , 0 3 L , мкм (табл.4.3);
i c
L c – середина інтервалу розмірів, мм.

Таблиця 4.3 – Значення одиниці допуску е і
Інтервали 3-6 6-10 10-18 18-30 30-50 50-80 80- 120- 180- 260-
розмірів, 120 180 260 360
мм
е, мкм 0,82 1 1,21 1,44 1,71 2,01 2,32 2,65 3,02 3,38

Координати середини полів допусків складових ланок відносно їх
номінальних розмірів будуть
x
x  T  . (4.4)
i i i
 T i
Після визначення допусків на складові ланки знаходять фактичне розсіяння
замикаючої ланки Т ф за формулою (4.1) і фактичний коефіцієнт ризику

T
t  t  . (4.5)
ф
T
 ф
За значенням t ф і табл.4.1 знаходять вірогідний процент виходу відхилень
замикаючої ланки за межі допуску.
Одержані результати необхідно перевірити експериментальним шляхом.
Для цього можна скористатися такими способами.
1. Безпосереднє вимірювання замикаючої ланки при складанні виробів. Даний
спосіб потребує великої кількості однакових виробів і пов’язаний з великими
затратами.
2. Вимірювання замикаючої ланки у декількох макетів, що складені з деталей-
моделей, які імітують дійсні деталі виробу. Для простоти і швидкості
складання це можуть бути шайби, втулки, пластинки і т.п. Умовою
використання даного методу є повна відповідність допусків і розподілів
розмірів таких деталей-моделей і дійсних деталей виробу.
3. Статистичне моделювання. Даний метод найбільш потужний і прогресивний,
тому розглянемо його докладніше на нашому прикладі.
При статистичному моделюванні практичне складання заміняється
віртуальним, а розміри ланок ланцюга задаються з використанням таблиці
випадкових чисел (табл. 4.4). При великій кількості ланок у розмірному ланцюзі