Қазақстан республикасы білім және ғылым министрлігі т. М. Мендебаев, Е. С. Асқаров

186 
Ӛндірістің нақты жағдайында технологиялық процесс пен 
дайындалатын ӛнімнің сипаттамалары параметрлерінің нақты мәндері 
кездейсоқ қателіктерге қатысты ретсіз ӛзгеріп қана қоймай, сонымен бірге 
уақыт ӛтуіне байланысты берілген мәннен біртіндеп және монотонды тҥрде 
ауытқиды, яғни жҥйелік қателіктің пайда болу мҥмкіндігі бар. Бҧл 
қателіктер олардың туындау себептерін анықтау және сол себептерді жою 
арқылы жойылады. Оның негізгі мәселесі нақты жағдайда жҥйелік 
қателіктерді кездейсоқ қателіктерден ажырату қиын болуымен тҥсіндіріледі. 
Арнайы статистикалық талдаусыз ескерілмейтін жҥйелік қателіктер 
кездейсоқ қателіктердің жанында ҧзақ уақыт байқалмай қалуы мҥмкін. 
Талдау жҥйелік қателік болмаған жағдайда параметрлердің нақты 
мәндерінің кездейсоқ тҥрде ӛзгеруіне негізделген. Алайда, олардың орташа 
мәндері мен негізгі қателері уақыт бойынша ӛзгермейді. Мҧндай жағдайда 
технологиялық процесс тҧрақты болып есептеледі. Шартты тҥрде берілген 
партиядағы барлық бҧйымдар бірдей болып табылады. Тҧрақты процесс 
кезінде кездейсоқ қателіктер ортасы 

=Х
о
болатын қалыпты таралу заңына 
бағынады. Әртҥрлі партиялардан алынған параметрлердің орташа мәні 
жуық шамамен Х
о
-ге тең болуы керек. Сонымен бірге олар ӛзара жуық 
шамамен тең болуы керек, бірақ ағымдық орташа мәннің шамасы Х
а.орт
сенімділік интервалында +tS тербеледі, яғни:
(Х
орт
– tS) ≤ Х
орт
≤ ( Х
орт
+ tS) (7.7.) 
Тҧрақтылық талдауына арналған материал ретінде дәлдік бақылауына 
қолданылған берілімдер алынуы мҥмкін. Бірақ олар жеткілікті уақыт 
аралығын қамтитын ҥздіксіз қадағалауда болса немесе таңдамалардан 
қҧралған болса, белгілі бір уақыт аралығы ӛткеннен кейін таңдалып алынса 
ғана жарамды болып табылады. Бҧл жағдайда сынама деп аталатын 
таңдамалар арасындағы интервалдар қондырғы бҧзылуының бақыланатын 
жиілігіне тәуелді орнатылады. 
Маңыздылықтың берілген деңгейінде әртҥрлі ағымдық партиядағы 
орташа мән 
Х
а.орт
бірінші ӛлшеу ҥшін алынған базалық орташа мәннен Х
орт
tS 
шамада ерекшеленуі мҥмкін, яғни:
/Хср–Хсрт/

tS (7.8.)
Осы шартты орындалған жағдайда процесті тҧрақты және екі партия 
да бірдей жағдайда шығарылды деп есептеуге болады. Егер екі партиядағы 
орта мәндердің айырмашылығы tS шамасынан асып кетсе, онда бҧл 
айырмашылық кездейсоқ себептерден туындады деп есептеуге болмайды. 
Процесте партиядағы бҧйым параметрлерінің мәндерін анықталған тҧрақты 

187 
заң бойынша ӛзгертетін басым тҧрақты фактор пайда болды. Әртҥрлі 
уақытта шығарылған бҧйымдар бір-бірінен айтарлықтай ерекшеленсе, 
сондай-ақ бҧл айырмашылық уақыт ӛтуіне байланысты ӛсіп отырса процесс 
тҧрақсыз болып табылады. 
Осылайша, әртҥрлі партиялардағы орта мәннің tS мәнінен ҥлкен 
ауытқуы жҥйелік қателіктің табылғанын және олардың шығу себептерінің 
алдын алу мен жоюға арналған шаралар қабылдау қажеттілігін кӛрсетеді. 
Тҧрақтылық талдауының статистикалық әдістері жоғарыда қарастырылған 
оқиғаларға қарама-қарсы қолданылуы мҥмкін. Егер бҧйым конструкциясына 
немесе оны дайындаудың технологиялық процесіне қандай да бір ӛзгерістер 
енгізілсе, онда бҧл қандай шамада қажетті нәтижеге жеткізетінін анықтау 
қажет болады.
Жеке сынау кезінде жаңа бҧйым параметрлері қажетті мәнді 
қабылдауы мҥмкін, бірақ бҧл енгізілген ӛзгерістердің дҧрыстығын 
кӛрсетпейді. Себебі, дҧрыс нәтиже кездейсоқ болуы мҥмкін. Басқа жағынан 
қарағанда, егер жаңа мәндер ескі мәндерден ерекшеленбейтіні анықталса, 
онда оның екі партиядағы кездейсоқ сәйкестіктің нәтижесі емес екендігін 
анықтау қажеттігі туындайды. 
Сонымен бірге, сынау жҥргізу, бірнеше сынамалар алу және 
мәліметтерді статистикалық ӛңдеу қажет болады. Егер /Х
орт.е.
-Х
орт.ж.
/ 

tS
болса, онда жетілдіру әсерін мағыналы деп есептеуге болады. 
Ондай шарт орындалмаған жағдайда конструкцияға немесе 
технологияға енгізілген ӛзгерістер дҧрыс нәтиже бермеді деген қорытынды 
жасауға болады. 
Мысал. Шебер бӛлшекті дайындау операциясының нәтижелері мен 
жҧмыстың тҧрақтылығын анықтауы қажет. Яғни, пластинаның технологиялық 
бақылау ӛлшемі 90 мм болатын дайындау тҧрақтылығын анықтау қажет. Ол 
ҥшін алдымен 20 дана бҧйымнан бірінші базалық таңдама алынды және 
бақылаушы ӛлшемге ӛлшеу жҥргізілді. 3 және 6 кҥннен кейін 20 данадан 
екінші және ҥшінші таңдамалар алынды, олар ӛлшенді. 
1. Барлық алынған мәліметтерді кестеге енгіземіз.
№ 
1 ӛлшеу 
(Хi-Хср) 
(Хi-Хср)
2 
2 ӛлшеу 
3 ӛлшеу 
1 
90,1 
0,06 
0,0036 
90,11 
90,06 
2 
90,08 
0,04 
0,0016 
90 
90,09 
3 
90,05 
0,01 
1E-04 
90,09 
90,1 
4 
90,12 
0,08 
0,0064 
90,06 
90,12 

188 
5 
90 
-0,04 
0,0016 
90,1 
90,1 
6 
90,01 
-0,03 
0,0009 
90,02 
90 
7 
90 
-0,04 
0,0016 
90,1 
89,99 
8 
90,1 
0,06 
0,0036 
90,12 
90,05 
9 
90,06 
0,02 
0,0004 
89,94 
90,05 
10 
90,04 
0 
0 
90,1 
90,02 
11 
89,95 
-0,09 
0,0081 
90,1 
90,13 
12 
89,98 
-0,06 
0,0036 
90,01 
90,12 
13 
90 
-0,04 
0,0016 
90,09 
90,09 
14 
90,02 
-0,02 
0,0004 
90 
90,12 
15 
90,1 
0,06 
0,0036 
89,95 
90 
16 
90,06 
0,02 
0,0004 
90,01 
89,98 
17 
90,08 
0,04 
0,0016 
90,1 
90,1 
18 
90,02 
-0,02 
0,0004 
90,01 
90 
19 
89,98 
-0,06 
0,0036 
90,08 
90,04 
20 
90,05 
0,01 
1E-04 
90,05 
90,04 
Сомасы 
1800,8 
1,28E-
13 
0,0432 
1801,04 
1801,2 
Орташа арифме-
тикалық мәні 
90,04 
90,052 
90,06 
2. Орта арифметикалық мәнді есептейміз: Х
орт1
= 1800,8/20= 90,04 мм, Х
орт2
=
1801,04/20 = 90,052 мм, Х
орт3
= 1801,2/20= 90,06 мм. 

189 
3. Бірінші таңдама ҥшін S мәнін анықтаймыз: 
010662
,
0
19
*
20
0432
,
0


S
мм. 
4. 7.1-кесте бойынша n=20 ҥшін t коэффициентін анықтаймыз: t=2,09 (Р= 
0,95). 
5. tS мәнін анықтаймыз: tS = 0,022284 мм. 
6. / Х
орт1
– Х
орт2
/ = / 90,04-90,052 / = 0,012 мм мәнін анықтаймыз. 
7. / Х
орт1
– Х
орт3
/ = /90,04-90,06/ = 0,02 мм мәнін анықтаймыз. 
8. / Х
орт1
– Х
орт2
/ < tS және / Хорт
1
– Хорт
3
/ < tS шарты орындалады, яғни 
ықтималдығы 95% болатын технологиялық процесс тҧрақты, бірақ Х
орт3
мәні 
шақтама аймағына жеткілікті жақындады және келесі ӛлшемдер орта мәннің 
аймақ шектерінен шығып кетуін кӛрсетуі әбден мҥмкін. 

жүктеу/скачать 3.11 Mb.

Достарыңызбен бөлісу: