ГОСТ 23615-79

ГОСТ 23615-79

МЕЖГОСУДАРСТВЕННЫЙ СТАНДАРТ

СИСТЕМА ОБЕСПЕЧЕНИЯ ТОЧНОСТИ
геометрических ПАРАМЕТРОВ В
СТРОИТЕЛЬСТВЕ

СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ

ИПК
издательство стандартов
Москва

МЕЖГОСУДАРСТВЕННЫЙ СТАНДАРТ

Система обеспечения
точности
геометрических параметров в строительстве

СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ

System of ensuring of geometrical parameters accuracy in
construction.
Statistical analysis of accuracy

ГОСТ
23615-79

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

Постановлением Государственного комитета СССР по делам
строительства от 12 апреля 1979 г. № 55 дата введения установлена

01.01.1980

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 Российской Федерации 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
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 среднеквадратические 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 среднеквадратическое
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 — наибольшее и наименьшее 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
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 , 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 ³ 2 t Sx,                                                            (4)

где Dx
— ближайшее большее к значению 2 t Sx 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
среднеквадратическое 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 вносят 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 вносят
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

dxi,max
=

dxi,min
=

Rx = dxi,max — dxi,min =

Таблица 2

Форма таблицы для расчета характеристик dxm и Sx
в выборках объемом n ³
30

Номер 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
заносят значения d2xj, (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.

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

fjdxj

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

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 пределамиdxm ± 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:

dxmA1Sx £ 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

n

A1

A2

5

1,34

4,89

8

1,06

5,25

6

1,22

5,04

9

1,00

5,34

7

1,13

5,16

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 панелей всех марок 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

dx2i

dxi + 1

(dxi + 1)2

№ п/п

dxi

dx2i

dxi + 1

(dxi + 1)2

1

2

3

4

5

1

2

3

4

5

1

+4

16

+5

25

22

+2

4

+3

9

2

-3

9

-2

4

23

+2

1

+2

4

3

-1

1

0

0

24

+7

49

+8

64

4

+2

4

+3

9

25

+3

9

+4

16

5

-1

1

0

0

26

+2

4

+3

9

6

0

0

+1

1

27

+1

1

+2

4

7

-4

16

-3

9

28

0

0

+1

1

8

-1

1

0

0

29

+3

9

+4

16

9

+2

4

+3

9

30

+2

4

+3

9

10

+1

1

+2

4

31

0

0

+1

1

11

+4

16

+5

25

32

+5

25

+6

36

12

+1

1

+2

4

33

+6

36

+7

49

13

+1

1

+2

4

34

+2

4

+3

9

14

+3

9

+4

16

35

+1

1

+2

4

15

+2

4

+3

9

36

-3

9

-2

4

16

0

0

+1

1

37

+2

4

+3

9

17

+5

25

+6

36

38

+3

9

+4

16

18

+3

9

+4

16

39

+4

16

+5

25

19

+1

1

+2

4

40

-5

25

-4

16

20

+2

4

+3

9

 

 

 

 

 

21

+6

36

+7

49

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(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;

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

Номер 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.

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) приложения 1:

 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 = dxmSx = 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

Таблица
3

Гистограмма действительных отклонений и таблица расчета
статистических характеристик

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 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  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 (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).

 

 

Оцените статью
Комментарии читателей