ГОСТ 23615-79 (2003). 
Система обеспечения точности геометрических параметров в строительстве. Статистический анализ точности

ГОСТ 23615-79. Система обеспечения точности геометрических параметров в строительстве. Статистический анализ точности

      Главная - ГОСТ и СНиП, СанПиН, НПБ, ПБ, скачать ГОСТы бесплатно, ГОСТ по охране труда, ППБ скачать бесплатно, сметная программа, GOST, SNIP, SANPiN Написать нам
 
   
 

 

 

 

Случайно выбранные документы:
ГОСТ Р 51630-2000 - Платформы подъемные с вертикальным и наклонным перемещением для инвалидов. Технические требования доступности

 

 
Документы ->  Гост ->  ГОСТ 23615-79 -> текст целиком

 

ГОСТ 23615-79. Система обеспечения точности геометрических параметров в строительстве. Статистический анализ точности

 

ГОСТ 23615-79

 

УДК 69.001.2:006.354                                                                                                   Группа Ж02

 

МЕЖГОСУДАРСТВЕННЫЙ СТАНДАРТ

 

 

Система обеспечения точности геометрических

параметров в строительстве

 

СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ

 

System for ensuring the accuracy of geometrical parameters

in construction. Statistical analysis of accuracy

 

МКС 01.100.30

 91.010.30

 

Дата введения 1980-01-01

 

 

УТВЕРЖДЕН И ВВЕДЕН В ДЕЙСТВИЕ постановлением Государственного комитета СССР по делам строительства от 12 апреля 1979 г. № 55.

 

ИЗДАНИЕ (апрель 2003 г.) с Изменением № 1, утвержденным в июне 1986 г. (ИУС 11-86).

 

 

Настоящий стандарт устанавливает общие правила статистического анализа точности геометрических параметров при изготовлении строительных элементов (деталей, изделий, конструкций), выполнении разбивочных работ в процессе строительства и установке элементов в конструкциях зданий и сооружений.

Стандарт распространяется на технологические процессы и операции массового и серийного производства.

Применяемые в стандарте термины по статистическому анализу и контролю соответствуют приведенным в ГОСТ 15895-77*.

___________

* На территории РФ действуют ГОСТ Р 50779.10-2000, ГОСТ Р 50779.11-2000.

 

Стандарт полностью соответствует СТ СЭВ 5061-85.

 

(Измененная редакция, Изм. № 1).

 

1. ОБЩИЕ ПОЛОЖЕНИЯ

 

1.1. Статистическим анализом устанавливают закономерность распределения действительных значений геометрических параметров конструкций зданий и сооружений и их элементов и определяют статистические характеристики точности этих параметров.

1.2. На основе результатов статистического анализа:

производят оценку действительной точности и устанавливают возможности технологических процессов и операций по ее обеспечению;

определяют возможность применения статистических методов регулирования точности по СТ СЭВ 2835-80 и контроля точности по ГОСТ 23616-79;

проверяют эффективность применяемых методов регулирования и контроля точности при управлении технологическими процессами.

1.3. Статистический анализ точности выполняют отдельно по каждому геометрическому параметру в следующей последовательности:

в зависимости от характера производства образуют необходимые выборки и определяют действительные отклонения параметра от номинального;

рассчитывают статистические характеристики действительной точности параметра в выборках;

проверяют статистическую однородность процесса - согласие опытного распределения действительных отклонений параметра с теоретическим и стабильность статистических характеристик в выборках;

оценивают точность технологического процесса и, в зависимости от цели анализа, принимают решение о порядке применения его результатов.

1.4. Статистический анализ точности следует проводить после предварительного изучения состояния технологического процесса в соответствии с требованиями СТ СЭВ 2835-80 и его наладки по полученным результатам.

1.5. Действительные отклонения геометрического параметра в выборках определяют в результате его измерений в соответствии с требованиями ГОСТ 23616-79 и ГОСТ 26433.0-85.

 

1.2 - 1.5 (Измененная редакция, Изм. № 1).

 

2. ОБРАЗОВАНИЕ ВЫБОРОК

 

2.1. В качестве исследуемой генеральной совокупности принимают объем продукции или работ (например разбивочных), производимый на технологической линии (потоке, участке и т.п.) при неизменных типовых условиях производства в течение определенного времени, достаточного для характеристики данного процесса.

2.2. Статистический анализ точности выполняют по действительным отклонениям параметра в представительной объединенной выборке, состоящей из не менее чем 100 объектов контроля и получаемой путем последовательного отбора из исследуемой совокупности серии выборок малого объема.

Эти выборки отбирают через равные промежутки времени, определяемые в зависимости от объема производства и особенностей технологического процесса.

 

(Измененная редакция, Изм. № 1).

  

2.3. При анализе точности процессов изготовления элементов массового производства, когда на каждой единице или комплекте технологического оборудования постоянно в достаточно большом объеме производится однотипная продукция (например, кирпич, асбестоцементные листы), отбирают серию мгновенных выборок одинакового объема n = 5 ¸ 10 единицам.

2.4. При анализе точности изготовления элементов серийного производства, когда достаточный объем продукции может быть получен с нескольких однотипных единиц технологического оборудования (например, производство железобетонных изделий ряда видов, сборка металлоконструкций и т.п.), отбирают серию выборок одинакового объема n ³ 30 единицам. Эти выборки могут быть составлены из изделий, отбираемых при приемочном контроле нескольких последовательных или параллельных партий продукции.

2.5. При анализе точности разбивки осей и установки элементов образуют серию выборок одинакового объема из n ³ 30 закрепленных в натуре ориентиров или элементов, установленных на одном или нескольких монтажных горизонтах.

 

2.4, 2.5 (Измененная редакция, Изм. № 1).

 

2.6. Порядок формирования выборки для обеспечения ее представительности и случайности определяют в соответствии с характером объекта исследований и требованиями ГОСТ 18321-73.

 

3. РАСЧЕТ СТАТИСТИЧЕСКИХ ХАРАКТЕРИСТИК ТОЧНОСТИ

 

3.1. При проведении статистического анализа вычисляют выборочные средние отклонения, а также выборочные средние квадратические отклонения или размахи действительных отклонений в выборках.

 

Примечание. При анализе точности конфигурации элементов выборочные средние отклонения не вычисляют.

3.2. Выборочное среднее отклонение dxm в выборках малого объема и в объединенной выборке вычисляют по формуле

 

                                                               (1)

 

где dxi - действительное отклонение;

n - объем выборки.

3.3. Выборочное среднее квадратическое отклонение Sx в выборках малого объема n ³ 30 единицам и в объединенной выборке вычисляют по формуле

 

                                                          (2)

 

В случаях, когда выборочное среднее отклонение в соответствии с примечанием к п. 3.1 не вычисляют, значение dxm в формуле (2) принимают равным нулю.

3.4. Размахи Rx действительных отклонений параметра определяют в выборках малого объема из n = 5¸10 единицам по формуле

 

Rx = dximax - dximin,                                                           (3)

 

где dximax и dximin - наибольшие и наименьшие значения dxi в выборке.

 

3.1 - 3.4 (Измененная редакция, Изм. № 1).

 

3.5. Порядок расчета статистических характеристик приведен в приложении 1.

3.6. В качестве статистических характеристик точности процесса принимают значения dxm и Sx в объединенной выборке, если результаты проведенной в соответствии с разд. 4 проверки подтвердили статистическую однородность процесса.

Значения dxm, Sx и Rx в выборках малого объема используют при проверке однородности процесса.

 

(Измененная редакция, Изм. № 1).

 

4. ПРОВЕРКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ОДНОРОДНОСТИ ПРОЦЕССА

 

4.1. При проверке статистической однородности процесса устанавливают:

согласие распределения действительных отклонений параметра в объединенной выборке с теоретическим;

стабильность выборочного среднего отклонения dxm, значение которого характеризует систематические погрешности прогресса;

стабильность выборочного среднеквадратического отклонения Sx или размаха Rx, значения которых характеризуют случайные погрешности прогресса.

4.2. Согласие распределения действительных отклонений параметра с теоретическим устанавливают по нормативно-технической документации.

Допускается использование других методов, принятых в математической статистике (например, построение ряда отклонений на вероятностной бумаге и т.д.).

4.3. При нормальном распределении геометрического параметра стабильность статистических характеристик в мгновенных выборках и выборках малого объема n ³ 30 единицам проверяют по попаданию их значений в доверительные интервалы, границы которых вычисляют для доверительной вероятности не менее 0,95.

В случае, если гипотеза о нормальном распределении геометрического параметра не может быть принята, применяют другие методы математической статистики.

 

4.1-4.3 (Измененная редакция, Изм. № 1).

4.4. (Исключен, Изм. № 1).

 

4.5. Проверку статистической однородности технологических процессов изготовления строительных элементов, а также геометрических параметров зданий и сооружений допускается выполнять упрощенным способом в соответствии с приложением 1.

Пример проверки приведен в приложении 2.

 

(Измененная редакция, Изм. № 1).

 

4.6. Процесс считается статистически однородным по данному геометрическому параметру, если распределение действительных отклонений в объединенной выборке приближается к нормальному и характеристики точности в серии выборок, составивших объединенную выборку, стабильны во времени.

4.7. В случае, если распределение действительных отклонений не соответствует нормальному, а характеристики точности в серии выборок малого объема не стабильны, процесс не может считаться налаженным и установившимся. В этом случае следует ввести операционный контроль, установить причины нестабильности точности и произвести соответствующую настройку оборудования, после чего повторить анализ.

В любом случае систематическая погрешность по абсолютной величине превышающая значение 1,643 , должна быть устранена регулированием.

 

(Измененная редакция, Изм. № 1).

 

5. ОЦЕНКА ТОЧНОСТИ ПРОЦЕССА

 

5.1. На основании результатов статистического анализа устанавливают возможность процесса обеспечивать точность параметра в соответствии с определенным классом точности по ГОСТ 21779-82.

5.2. Класс точности определяют из условия

 

Dx £ 2 tSx,                                                                 (4)

 

где Dx - ближайшее большее к значению 2 tSx значение допуска для данного интервала номинального размера в соответствующих таблицах ГОСТ 21779-82;

t - коэффициент, принимаемый по таблице настоящего стандарта в зависимости от значения приемочного уровня дефектности AQL, принятого при контроле точности по ГОСТ 23616-79.

 

AQL, %

0,25

1,5

4,0

10,0

t

3,0

2,4

2,1

1,6

 

5.3. Для сопоставления уровня точности различных производств или в различные промежутки времени следует использовать показатель уровня точности h, характеризующий запас точности по отношению к допуску Dx и определяемый по формуле

 

                                                              (5)

где Sx - выборочное среднеквадратическое отклонение, определяемое для статистически однородного процесса в случайных выборках объемом не менее 30 единиц.

 

5.1-5.3 (Измененная редакция, Изм. № 1).

 

5.4. Если h по абсолютному значению оказывается меньше чем 0,14, то следует считать, что запас точности отсутствует.

Если h отрицательна и по своему абсолютному значению превышает 0,14, то это означает, что процесс перешел в более низкий класс точности.

При значении h, приближающемся к 0,5, следует проверить возможность отнесения процесса к более высокому классу точности.

 

 

 

ПРИЛОЖЕНИЕ 1

Рекомендуемое

 

ПОРЯДОК РАСЧЕТА

статистических характеристик и проверки статистической однородности

процесса упрощенным способом

 

1. Действительные отклонения в выборках объемом n = 5¸10 единиц заносят в хронологическом порядке в табл. 1.

Характеристики dxm и Rx вычисляют по формулам (1) и (3) настоящего стандарта.

2. Действительные отклонения в каждой из выборок объема n ³ 30 единицам заносят в табл. 2.

В каждой строчке вычисляют значения dxi, (dxi + 1), (dxi + 1)2, складывают результаты вычислений по каждой графе и проверяют их правильность тождеством

 

Характеристики dxm и Sx вычисляют по формулам (1) и (2), подставляя в них подсчитанные по табл. 2 значения  и .

3. Для расчета характеристик точности в объединенной выборке и проверки согласия действительного распределения с теоретическим действительные отклонения из всех выборок малого объема выписывают в порядке их возрастания, и полученное поле рассеяния между наименьшим и наибольшим отклонениями разбивают на интервалы распределения, равные цене деления измерительного инструмента, принимая целые числа за середины интервалов dxj (j = 1, 2, 3, ..., m - количество интервалов).

 

Таблица 1

 

Форма таблицы для расчета характеристик dxm и Rx в мгновенных

выборках объемом n = 5¸10

 

Дата измерений

 

 

 

 

 

Номер выборки

1

2

3

...

...

dxi

i = 1

2

3

4

.

.

.

n

 

 

 

 

 

=

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

dximax=

 

 

 

 

 

dximin=

 

 

 

 

 

Rx = dximax - dximin =

 

 

 

 

 

 


Таблица 2

 

Форма таблицы для расчета характеристик dxm и Sx

в выборках объемом n ³ 30

 

п/п

dxi

dxi + 1

(dxi + 1)2

1

2

3

.

.

n

 

 

 

 

 

=

=

 

 

4. Подсчитывают количество отклонений, относящихся к каждому интервалу (частоты fj) и по форме табл. 3 (левая часть) строят гистограмму действительных отклонений, откладывая по вертикали интервалы распределения, а по горизонтали - соответствующие им частоты.

При построении гистограммы следует учитывать, что отклонения конфигурации элементов всегда имеют положительный знак.

В правую часть табл. 3 вносят значения d2xj, (dxj + 1), (dxj + 1)2, fjxj, fjd, fj(dxj + 1)2, вычисленные для каждого значения dxj, принятого за середину интервала, и проверяют правильность вычислений тождеством

 

 

Значения dxm и Sx вычисляют по преобразованным формулам (1) и (2):

 

                                                           (1а)

                                                      (2а)

 

подставляя в них соответствующие суммы чисел из таблицы.

 

Таблица 3

 

Форма таблицы для построения гистограммы и расчета характеристик dxm и Sx в объединенной выборке

 

Центры интервалов распределения dxj, мм

Частота отклонений в интервалах fj

fj

dxj+1

(dxj+1)2

fj dxj

fj

fj (dxj+1)2

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

...

 

 

 

 

 

 

 

1

2

3

4

5

6

7

8

9

dxjmax

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

...

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

+1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

-1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

...

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

dxjmin

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

-

-

-

 

После вычисления dxm и Sx действительные отклонения dxj, выходящие за пределы интервалов, в которые попадают значения dxm ± 3Sx, исключают из гистограммы и табл. 3 как грубые ошибки, после чего уточняют значения dxm и Sx.

5. На полученной гистограмме по характеристикам dxm и Sx строят кривую нормального распределения. С этой целью в соответствии с табл. 4 вычисляют значения d и частоты f, соответствующие нормальному распределению, и, отложив эти значения на вертикальной и горизонтальной шкале левой части табл. 3, по полученным на гистограмме точкам с координатами d и f строят плавную кривую.

 

Таблица 4

 

d

dxm

dxm ± Sx

dxm ± 2Sx

dxm ± 3Sx

f

fmax

 fmax

 fmax

 fmax

 

Значение fmax определяют по формуле , а для отклонений конфигурации - по формуле .

6. При отсутствии на гистограмме резких отличий от построенной кривой (пиков распределения у ее границ, явно выраженных нескольких вершин и т.п.), по интервалам распределения, расположенным за пределами dxm ± tSx при t = 2; 2,4 и 3 определяют сумму частостей действительных отклонений  в процентах по формуле

где mt - число интервалов за пределами dxm ± tSx.

Распределение считают приближающимся к нормальному, если найденные суммы частостей не превышают соответствующих значений, приведенных в табл. 5.

 

Таблица 5

 

t

2,0

2,4

3,0

SWj, %

12,5

8,6

5,55

 

7. Стабильность выборочного среднего отклонения dxm и размахов Rx в серии мгновенных выборок проверяют условиями:

dxm - A1 Sx £ dxm £ dxm +A1 Sx,

Rx £ A2 Sx,

где A1 и A2 - коэффициенты, принимаемые по табл. 6 в зависимости от объема мгновенных выборок n.

 

Таблица 6

 

n

A1

A2

5

1,34

4,89

6

1,22

5,04

7

1,13

5,16

8

1,06

5,25

9

1,00

5,34

10

0,95

5,43

 

При устойчивом технологическом процессе не менее 95% значений dxm и Rx должны соответствовать указанным условиям.

8. Стабильность характеристик Sx и dxm в серии выборок объемом n ³ 30 проверяется вычислением показателей Fэ и tэ по формулам:

где Sxmax и Sxmin - соответственно наибольшее и наименьшее значения характеристики Sx в серии выборок;

где dxmmax и dxmmin - соответственно наибольшее и наименьшее значения характеристики dxm в серии выборок;

Sx1 и Sx2 - значения характеристики Sx в выборках с характеристиками dxmmax и dxmmin.

Характеристики Sx и dxm в серии выборок считаются стабильными, если Fэ £ 1.5, tэ £ 2,0.

 

приложение 1 (Измененная редакция, Изм. № 1).

 

 

ПРИЛОЖЕНИЕ 2

Справочное

 

ПРИМЕР ПРОВЕРКИ СТАТИСТИЧЕСКОЙ ОДНОРОДНОСТИ

ТЕХНОЛОГИЧЕСКОГО ПРОЦЕССА

 

Необходимо произвести проверку статистической однородности технологического процесса изготовления панелей наружных стен. Анализируемый параметр - длина. Номинальные длины всех марок панелей находятся в интервале от 2500 до 4000 мм. Панели изготавливаются в горизонтальных формах, объем выпуска - 25 панелей в смену. Парк форм для изготовления панелей - 96 шт., каждая из которых имеет свои действительные внутренние размеры, влияющие на точность соответствующих размеров панелей. Подобный технологический процесс относится к процессам серийного производства.

1. Для составления выборки объемом n ³ 30 изделий ежедневно в течение трех дней записывались действительные отклонения длины панелей, которые контролировались в соответствии с ГОСТ 11024-84 (по 5 изделий в каждую смену). Из накопленных 45 действительных отклонений были исключены пять отклонений длины изделий из форм, которые попали в контроль повторно.

Результаты измерений были округлены до целых значений в мм и занесены в табл. 1, составленную по форме табл. 2 приложения 1, после чего в табл. 1 были выполнены необходимые вычисления.

 

Таблица 1

 

№ п/п

dxi

dxi + 1

(dxi + 1)2

1

2

3

4

5

1

+4

16

+5

25

2

-3

9

-2

4

3

-1

1

0

0

4

+2

4

+3

9

5

-1

1

0

0

6

0

0

+1

1

7

-4

16

-3

9

8

-1

1

0

0

9

+2

4

+3

9

10

+1

1

+2

4

11

+4

16

+5

25

12

+1

1

+2

4

13

+1

1

+2

4

14

+3

9

+4

16

15

+2

4

+3

9

16

0

0

+1

1

17

+5

25

+6

36

18

+3

9

+4

16

19

+1

1

+2

4

20

+2

4

+3

9

21

+6

36

+7

49

22

+2

4

+3

9

23

+2

1

+2

4

24

+7

49

+8

64

25

+3

9

+4

16

26

+2

4

+3

9

27

+1

1

+2

4

28

0

0

+1

1

29

+3

9

+4

16

30

+2

4

+3

9

31

0

0

+1

1

32

+5

25

+6

36

33

+6

36

+7

49

34

+2

4

+3

9

35

+1

1

+2

4

36

-3

9

-2

4

37

+2

4

+3

9

38

+3

9

+4

16

39

+4

16

+5

25

40

-5

25

-4

16

 

dxi + 1

 

 

Правильность заполнения таблицы в соответствии с п. 1 приложения 1 была проверена тождеством

535=369+2×63+40,

после чего по формулам (1) и (2) определены

2. В течение последующих пяти месяцев в аналогичном порядке были образованы еще пять выборок того же объема n = 40, для каждой из которых были вычислены те же статистические характеристики dxm и Sx.

Сроки отбора выборок устанавливались таким образом, чтобы время между соседними выборками было больше, чем время формирования выборки.

Результаты вычислений статистических характеристик по всем выборкам приведены в табл. 2.

 

Таблица 2

 

№ п\п

Месяц, год

n

dxm, мм

Sx, мм

1

05.78

40

1,57

2,60

2

06.78

40

1,43

2,13

3

07.78

40

0,92

2,22

4

08.78

40

1,05

2,35

5

09.78

40

1,36

2,18

6

10.78

40

0,87

2,57

 

3. Из действительных отклонений во всех выборках были выбраны наибольшее dxjmax = +40 мм и наименьшее dxjmin = -7 мм значения и поле рассеяния между ними разделено на 18 интервалов по 1 мм с границами, равными 10,5; 9,5; 8,5; 7,5 мм и т.д. Центры интервалов, выраженные целыми числами (dxj = 10, 9, 8, 7 мм и т.д.), были занесены в графу 2 табл. 3.

 

Таблица 3

 

Гистограмма действительных отклонений и таблица расчета

статистических характеристик

 

Действительные отклонения dxj из всех выборок были распределены по интервалам, после чего было подсчитано количество отклонений в каждом интервале (частоты), построена гистограмма и выполнены все промежуточные вычисления в таблице. Правильность заполнения таблицы в соответствии с п. 4 приложения 1 была проверена тождеством

;

2777=1935+2×301+240

Характеристики dxm и Sx были вычислены по формулам (1а) и (2а) приложения 1:

Далее вычислены значения

dxm + 3Sx = 8,87 мм;

dxm - 3Sx = -6,36 мм.

Отклонения, вышедшие за пределы, ограниченные вычисленными значениями и равные +10 мм, +9 мм и -7 мм, были исключены из объединенной выборки, как грубые ошибки, после чего в двух последних графах табл. 3 были произведены соответствующие вычисления, определены новые значения сумм  и  и уточнены характеристики

dxm =

Sx =

4. Для построения на чертеже гистограммы кривой нормального распределения в соответствии с п. 4 приложения 1 были вычислены координаты точек кривой - отклонения d и соответствующие им частоты f.

 

d1=dxm=1,2 мм

d2=dxm + Sx = 1,2 + 2,4 = 3,6 мм

d3=dxm - Sx = 1,2 - 2,4 = -1,2 мм

d4=dxm + 2Sx = 1,2 + 4,8 = 6,0 мм

d5=dxm - 2Sx = 1,2 - 4,8 = -3,6 мм

d6=dxm + 3Sx = 1,2 + 7,2 = 8,4 мм

d7=dxm - 3Sx = 1,2 - 7,2 = -6,0 мм

 

По полученным координатам d и f на гистограмме были найдены характерные точки, по которым была построена теоретическая кривая нормального распределения.

Очертания гистограммы практически можно считать совпадающими с кривой нормального распределения.

Для завершения проверки по гистограмме были суммированы частоты fj по интервалам, расположенным за границами dxm ± tSx при t = 2,0; 2,4; 3,0 и определены соответствующие им суммы частостей.

Сравнение сумм частостей в табл. 4 с допустимыми значениями в табл. 5 приложения 1 показывает, что исследуемое распределение можно считать приближающимся к нормальному.

 

Таблица 4

 

Границы

dxm ± tSx

Сумма частот

за границами

Сумма частостей

Допустимые суммы частостей по табл. 5 приложения 1

t = 3,0; 1,2±7,2 мм

3

5,55

t = 2,4; 1,2±5,8 мм

8

8,60

t = 2,0; 1,2±4,8 мм

19

12,50

 

5. Для проверки стабильности характеристики Sx из табл. 2 были выбраны наибольшее и наименьшее значения Sx max = 2,6 мм и Sx min = 2,13 мм и вычислена характеристика

Характеристика Sx в серии выборок стабильна, так как Fэ = 1,49 < 1,50 (см. п. 8 приложения 1).

Для проверки стабильности характеристики dxm из табл. 2 были выбраны наибольшее и наименьшее значения dxmmax = 1,57 мм и dxmmin = 0,87 мм, соответствующие им значения Sx1 = 2,6 мм и Sx2 = 2,57, и вычислена характеристика

Характеристика dxm в серии выборок стабильна, так как tэ = 1,26 < 2 (см. п. 8 приложения 1).

6. На основании проверки технологический процесс изготовления панелей наружных стен по параметру "длина панелей" можно считать статистически однородным.

Так как систематическая погрешность, равная найденному выборочному среднему отклонению dxm = 1,2 мм, превышает значение  мм, то в соответствии с п. 4.7 настоящего стандарта она должна быть устранена регулированием внутренних размеров форм.

7. Для определения класса точности по длине панелей, в соответствии с п. 5.2 настоящего стандарта определяем значение

2 tSx = 2×2,1×2,4=10,1 мм.

Значение t = 2,1 принято по таблице п. 5.2 настоящего стандарта для приемочного уровня дефектности AQL = 4,0 %, выбранного по ГОСТ 23616-79.

В соответствии с табл. 1 ГОСТ 21779-82 ближайшее большее значение допуска для интервала номинальных размеров от 2500 до 4000 мм равняется 10 мм, что соответствует 5-му классу точности.

По формуле (5) настоящего стандарта вычисляем значение

В соответствии с п. 5.4 настоящего стандарта можно сделать вывод, что запас точности отсутствует, так как 0,01 < 0,14.

 

приложение 2 (Измененная редакция, Изм. № 1).

 

 

 

 

 

    Рейтинг@Mail.ru                   
Разместить сайт в тематическом сборнике, Разместить статью в каталоге. Прямая ссылка из рекламной статьи.. Реклама на сайте. Разместить рекламный баннер