— Все документы — ГОСТы — ГОСТ 23615-79 (27.06.1986) СИСТЕМА ОБЕСПЕЧЕНИЯ ТОЧНОСТИ ГЕОМЕТРИЧЕСКИХ ПАРАМЕТРОВ В СТРОИТЕЛЬСТВЕ. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ

ГОСТ 23615-79 (27.06.1986) СИСТЕМА ОБЕСПЕЧЕНИЯ ТОЧНОСТИ ГЕОМЕТРИЧЕСКИХ ПАРАМЕТРОВ В СТРОИТЕЛЬСТВЕ. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ

ГОСТ 23615-79 (27.06.1986) СИСТЕМА ОБЕСПЕЧЕНИЯ ТОЧНОСТИ ГЕОМЕТРИЧЕСКИХ ПАРАМЕТРОВ В СТРОИТЕЛЬСТВЕ. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ

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

image001.gif,

(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

image002.gif.

(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 image003.gif, 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

image004.gif,

(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

image005.gif

image006.gif

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

image007.gif

image008.gifimage009.gif

В каждой строчке вычисляют значения d2i, dxi + 1, (dxi + 1)2, складывают результаты вычислений по каждой графе и проверяют их правильность тождеством.

image010.gif.

Характеристики dxm и Sx вычисляют по формулам (1) и (2), подставляя в них подсчитанные по табл. 2 значения image011.gif  и image012.gif.

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

image013.gif

-

-

-

image014.gif

image015.gif

image016.gif


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

image017.gif.

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

image018.gif;

(1а)

image019.gif,

(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

image020.gif

image021.gif

image022.gif

Значение fmax определяют по формуле image023.gif, а для отклонений конфигурации - по формуле image024.gif.

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 image025.gif  в процентах по формуле

image026.gif,

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:

image027.gif,

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

image028.gif,

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

image029.gif

image030.gif

(dxi + 1)

image031.gif

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

image032.gif,

535 = 369 + 2 × 63 + 40,

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

image033.gif мм;

image034.gifмм.

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

image035.jpg

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

image036.gif;

2777 = 1935 + 2 × 301 + 240.

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

image037.gif мм;

image038.gif 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 image039.gif  и image040.gif и уточнены характеристики

image041.gif мм;

image042.gif 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

image043.gif

d2 = dxm + Sx = 1, 2 + 2, 4 = 3, 6 мм

d3 = dxm - Sx = 1, 2 - 2, 4 = -1, 2 мм

image044.gif

d4 = dxm + 2Sx = 1, 2 + 4, 8 = 6, 0 мм

d5 = dxm - 2Sx = 1, 2 - 4, 8 = -3, 6 мм

image045.gif

d6 = dxm + 3Sx = 1, 2 + 7, 2 = 8, 4 мм

d7 = dxm - 3Sx = 1, 2 - 7, 2 = -6, 00 мм

image046.gif

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 image047.gif  за границами

Сумма частостей, % image048.gif

Допустимые суммы частостей по табл. 4 приложения 1

t = 3, 0; 1, 2 ± 7, 2 мм

3

image049.gif

5, 55

t = 2, 4; 1, 2 ± 5, 8 мм

8

image050.gif

8, 60

t = 2, 0; 1, 2 ± 4, 8 мм

19

image051.gif

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

image052.gif.

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

image053.gif.

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 image054.gif 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

image055.gif.

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).


Возврат к списку
(Нет голосов)

Комментарии (1)

, 29.04.2022
Вам нужно авторизоваться, чтобы голосовать0 Вам нужно авторизоваться, чтобы голосовать0

Статус отменен, взамен ГОСТ Р 58946-2020 СИСТЕМА ОБЕСПЕЧЕНИЯ ТОЧНОСТИ ГЕОМЕТРИЧЕСКИХ ПАРАМЕТРОВ В СТРОИТЕЛЬСТВЕ. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ
Статус отменен, взамен ГОСТ Р 58946-2020 СИСТЕМА ОБЕСПЕЧЕНИЯ ТОЧНОСТИ ГЕОМЕТРИЧЕСКИХ ПАРАМЕТРОВ В СТРОИТЕЛЬСТВЕ. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ



Чтобы оставить комментарий вам необходимо авторизоваться
Самые популярные документы
Новости
Все новости