Утв. постановлением Госстроя СССР от 12 апреля 1979 г. N 55
Государственный стандарт СССР ГОСТ 23615-79 (СТ СЭВ 5061-85)
"СИСТЕМА ОБЕСПЕЧЕНИЯ ТОЧНОСТИ ГЕОМЕТРИЧЕСКИХ ПАРАМЕТРОВ В СТРОИТЕЛЬСТВЕ. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ"
С изменениями:
(27 июня 1986 г.)
System of ensuring of geometrical parameters accuracy in construction. Statistical analysis of accuracy
Дата введения 1 января 1980 г.
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 (СТ СЭВ 547-77).
Стандарт полностью соответствует СТ СЭВ 5061-85.
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 ряда видов железобетонных изделий, сборка металлоконструкций и т.п.), отбирают серию выборок одинакового объема n ≥ 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 ≥ 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 ≥ 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 рекомендуемом 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 среднего квадратического отклонения Sx или размаха Rx, значения которых характеризуют случайные погрешности прогресса.
4.2. Согласие распределения действительных отклонений параметра с теоретическим устанавливают по ГОСТ 11.006-74.
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 ≥ 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 
, 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 ≥ 2tSx,
(4)
где Dx - ближайшее большее к значению 2tSx 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 Sх - выборочное среднее квадратическое отклонение, определяемое для статиcтически 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.
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
| | | | | |
| | | | | |
| | | | | |
|
dxi, max =
| | | | | |
|
dxi, min =
| | | | | |
|
Rx = dxi, max - dxi, min =
| | | | | |
| | | | | | |
2. Действительные отклонения в каждой из выборок объема n ≥ 30 единицам заносят в табл. 2.
Таблица 2. Форма таблицы для расчета характеристик dxm и Sx в выборках объемом n ≥ 30
|
№ п/п
|
dxi
|
δxi2
|
dxi + 1
|
(dxi + 1)2
|
|
1
| | | | |
|
2
| | | | |
|
3
| | | | |
|
.
| | | | |
|
.
| | | | |
|
.
| | | | |
|
n
| | | | |
| 
|
|  | 
|
В каждой строчке вычисляют значения d2i, 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).
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.
Таблица 3. Форма таблицы для построения гистограммы и расчета характеристик dxm и Sx в объединенной выборке
|
Центры интервалов распределения dxj
|
Частота отклонений в интервалах fj
|
fj
|
δxj2
|
dxj + 1
|
(dxj + 1)2
|
fjdxj
|
fjδxj2
|
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
|
|
dximax
| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | |
|
...
| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | |
|
+1
| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | |
|
0
| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | |
|
-1
| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | |
|
...
| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | |
|
dxjmin
| | | | | | | | | | | | | | | | | | | | |
| | | | | | | | | | | | | | 
|
-
|
-
|
-
| 
| 
| 
|
В правую часть табл. 3 заносят значения dx2j, (dxj + 1), (dxj + 1)2, fjxj, fjdх2j, 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.
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
| 
| 
| 
|
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 - A1Sx ≤ dxm ≤ dxm + A1Sx;
Rx ≤ A2Sx,
где А1 и А2 - 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 ≥ 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.
1. - 8. (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 ≥ 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
|
dx2i
|
(dxi + 1)
|
(dxi + 1)2
|
|
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
мм;
мм.
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 = +10 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 dхm и Sx были вычислены по формулам (1а) и (2а) рекомендуемого приложения 1:
мм;
мм.
Далее вычислены значения
dхm + 3Sx = 8, 87 мм;
dхm - 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
мм;
мм.
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, 00 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. 4 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 Sxmax = 2, 6 мм и Sxmin = 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
2tSx = 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 (7) 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.
1. - 7. (Измененная редакция, Изм. № 1).
— Все документы — ГОСТы — ГОСТ 23615-79 (27.06.1986) СИСТЕМА ОБЕСПЕЧЕНИЯ ТОЧНОСТИ ГЕОМЕТРИЧЕСКИХ ПАРАМЕТРОВ В СТРОИТЕЛЬСТВЕ. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ
Член экспертного совета Тумин: Пенсии россиян нужно повысить на 2‑3 процента
Данилов предупредил о кратном росте штрафов за экономические преступления
«Ведомости»: МЭР продлит правовой режим для «Почты России» на доставку дронами
ЦБ: Число банков с иностранным участием в РФ упало до минимальных за 10 лет 85
Котяков: пенсии в феврале увеличат по фактической инфляции