!. и - -п2х.
(3)
При испытаниях покрытий по режимам 3, 4, 5 (см. п. 2.4.1 настоящего стандарта), в которых определяют срок службы покрытий в зависимости от относительной влажности воздуха при постоянной интенсивности излучения и температуры на поверхности покрытий, формула (2) преобразуется в формулу
Е — Q-vj -|- Cl'iU.
(4)
В формулах (3) и (4) от, ow являются постоянными величинами.
Величину а2 рассчитывают по формуле
а2=;
2 (Вреж Вт) (Хт Хт)
S(Xt-Xt)2
(5)
где тт— количество значений испытательных температур, равное 3;
хг—величина х для режимов испытаний 1, 2, 3 (см. п. 2.4.1 настоящего стандарта);
і-геж — среднелогарифмический срок службы покрытий для каждого из режимов испытаний, ч, равный
Ьреж— п
(7)
где Lt — величина логарифма срока службы образца, ч; я— количество образцов, испытанное в одном режиме. Аналогичным образом рассчитывают величину а3.
Величину а, определяют из уравнения
ai = L—а2х—азу,
(8)
где
—■ -•—■
Ъх —■ 'Lym ’ хtn ’ У m
(9)
m— общее количество режимов испытаний по п. 2.4.1 настоящего стандарта, равное 5.
Полученные величины Пі, аг, а3 используют для расчета величин логарифмов сроков службы покрытий по формуле (2) для каждого режима испытаний Л
L (см. п. 2.4.1 настоящего стандарта).
2. Оценку гипотезы линейности формулы (2) проводят при помощи критерия Фишера (f-критерия) по формуле
(Ю)
где S2 — дисперсия адекватности формулы (2);
S| —дисперсия воспроизводимости, характеризующая ошибку опыта.
Величину Sj рассчитывают по формуле
2 _ (Lpex L)2'
(И)
где k — число связей, соответствующее числу переменных факторов в режимах испытаний и равное 2.
Величину S| рассчитывают по формуле
о2
“2
22(Л,-ЛРеж)г
т(п—1)
Значение Е-критерия, рассчитанное по формуле (10), сравнивают со значением, приведенным в табл. 1 настоящего приложения при степенях свободы fi — m—k—1; f2= m(n—1). (13)
Гипотеза линейности принимается, если расчетное значение /•'-критерия не кревьппает табличного при точности 95%.
Если гипотеза линейности отвергается, то с помощью /•’-критерия по формуле (10) проверяют гипотезу линейности формул (3) и (4). •
Расчет дисперсий 5$ и Sj формул (3) и (4) производят по формулам (11) и (12) при т=3 и £=1.
Если гипотеза линейности одной из формул (3) или (4) отвергается, то проводят дополнительные испытания по п. 2.5.3 настоящего стандарта.
Для оценки статистической достоверности результатов рассчитывают доверительные пределы с точностью 95% для срока службы покрытий в каждом режиме испытаний (см. п. 2.4.1 настоящего стандарта) по формуле
L — L±tS (/.), (14)
где5(£) — среднеквадратичное отклонение формулы (2);
t — критерий Стьюдента для числа степеней свободы. l==f}+f2 = N-k-, (15)
который определяют по табл. 2;
М=т-п—общее число образцов, испытанное при всех режимах испытаний (см. п. 2.4.1 настоящего стандарта).
Расчет S(L) производят по формуле 1 /~ 1 (х-7)2(у-ўГ-
S{L)— Sy N + n2(x—х)2 + п2((/-у)2 ’ (13)
где S—сводное среднеквадратичное отклонение, характеризующее точность эксперимента.
Величину S определяют по формуле ,
1/ /т£(/-реж—Z.)24-f2SS (£] £реж)2
5V N—k—1 (17)
Сравнивают экспериментальные значения LpelK с доверительными интервалами, установленными по формуле (14). Если при этом оказывается, что какое- либо значение £реж выпадает из рассчитанного интервала, то его следует отбро-. сить как резко выделяющееся из общей закономерности. Затем весь расчет постоянных величин зависимости (2) и S по формуле (17) необходимо повторить заново.
При оценке нерезко выделяющихся из общей зависимости точек следует учитывать, что если различие между LpeiK и границами доверительного интервала приблизительно того же порядка, что и величина А (Г), характеризующая точность исходных данных для данного режима испытаний, то отбрасывание такой точки нецелесообразно.
Величину А (£) определяют по формуле
А (т)
A (L) =0,43429 —==■ , (18)
где Д(т) — величина ошибки определения;
т—среднеарифметический срок службы покрытий в данном режиме испытаний, равный, ч.
— 1 V,
т=—Sti, ’(То)Число степеней свободы для меньшей дисперсии |
КрИТерИЙ Фишера при числе степеней свободы для большей дисперсии " '“J |
|||||||||||
1 |
2 |
3 ■ |
4 - |
5 |
6: |
8 |
12 |
16 |
24 |
50 |
■ 100 |
|
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 20 30 40 50 100 120 |
161,4 18,51 10,13 7,71 6,61 5.99 5,59 5,32 5,12 4,96 4,84 4,75 4,67 4,60 4,54 4,49 4,35 4,17 4,08 4,03 3,94 3,84 |
199,5 19,00 9,55 6,94 5,79 5,14 . 4,74 4,47 4,26 4,10 3,98 3,88 3,80 3,74 3,68 3,63 3,49 3,32 3,23 3,18 3,00 2,99 |
215,7 19,16 9,28 ■ 6,59 5,41 4,76 4,35 3,07 3,86 3,71 3,59 3,49 3,4-1 3,34 3,29 3,24 3,10 2,92 2,84 2,79 2,70 2,60 |
224,6 : 19,25 9,12/ 6,39 ' 5,19 4,53 4,12 3,84 3,63 3,48 3,36 .3,26 3,18 3,11 3,06 3,01 2,87 2,69 2,61 2,56 2,46 2,37 |
230,2 19,30 • 9,01 6,26 . 5,05 . 4,39 . 3,98 3,69 3,48- 3,33 3,20 3,11 3,02 ; 2,96 ■ 2,80 2,85 2,71 2,53 2,45 2,40 2,30 2,21 |
234,0 19,33 8,94 6,16 4,95 4,28 3,87 3,58 3,37 ' 3,22 - 3,09 ’ 3,00 2,92 2,86 2,79 2,74 2,60 2,42 2,34 - 2,29 2,19 2,09 |
238,9 19,37 ’ 8,84 ; 6,04 4,82 4,15 3,73 3,44 3,23 3,70 2,95 2,85 2,77 2,70 2,64 2,59 2,45 2,27 2,18 2,13 : 2,03 ' 1,94 ■ |
243,9 19,11 ■ 8,74 5,91 4,68 4,00 3,57 3,28 3,07 2,91 2,79 2,69 2,60 2,53 2,48 2,42 2,28 2,09 2,00 1 1,95 < ■ 1,85 : 1,75 |
246,5 19,43 8,69 5,84 4,60 3,92 3,49 3,20 2,98 2,82 2,70 2,60 2,51 2,44 2,39 2,33 2,18 1,99 1,90 1,85 1,75 1,64 |
249,0 19,45 8,64 5,77 4,53 3,84 3,41 3,12 2,90 2,74 2,61 2,50 2,42 2,35 2,29 2,24 2,08 1,89 1,79 1,74 1,63 1,52 |
251,8 19,47 8,58 5,70 4,44 3,75 3,32 3,03 2,80 2,64 2,50 2,40 2,32 2,24 2,18 2,13 1,96 1,76 1,66 1,60 1,48 1,35 |
254,3 19,50 8,53 5,63 4,36 3,67 3,23 2,93 2,71 2,54 2,40 2,30 2,21 2,13 2,07 2,01 1,84 1,62 1,51 1,44 1,28 1,00 |
Критические значения F-Критерия при точности 95%
. 15 ГОСТ 9.045—7J
Змаяеияя критерия Стьюдента (/) для вычисления доверительных границ с точностью Р = 95% в зависимости от числа степени свободы (/)
где Ті — срок службы покрытий для каждого образца, ч:
і Л(т) — рассчитывают для каждого режима испытаний по формуле
/5(т)
Д(т) = -Л^, (20)
V п
где Г—критерий Стьюдента для числа степеней свободы /т=п—1, равного 4, который определяют по табл. 2 с точностью 95%;
£(т)— среднеквадратичное отклонение величин сроков службы образцов для
і данного режима испытаний.
Величину S(t) рассчитывают по формуле
.. ■' 5(т). J/ "J Г 'г)-’. (21)
Найденные значения величины а,, а2 и а3 используют для расчета постоянных величин то» «ь <1 (см. п. 2.5.1 настоящего стандарта).
( При ЭТОМ величину IgTo, по которой определяют То, находят по формуле
lgT0=ai+lg/Zy, (22)
; где Я,-—.месячная доза ультрафиолетовой радиации (см. п. 2.5.2 настоящего стандарта).
Величину и находят делением ut на 0,43429.
.. (Измененная редакция, Изм. № 2).
ЗНАЧЕНИЯ ПАРАМЕТРОВ ОСНОВНЫХ КЛИМАТИЧЕСКИХ ФАКТОРОВ В
Значения доз суммарной ультрафиолетовой солнечной
Группа условий эксплуатации по ГОСТ 9.104—79 |
Район по ГОСТ 16350—80 |
Значения доз суммарной и среднемесячная |
||||||
макроклиматический |
климатический |
|||||||
I |
II |
ні |
IV |
V |
|
|||
ХЛ1 У1 |
Холодный Умеренный |
Очень холодный Холодный Арктический приполюсный Арктический восточный Арктический западный Умеренно-холодный Умеренный Умеренный влажный Умеренный теплый Умеренный теплый влажный Умеренный теплый с мягкой зимой Теплый влажный Жаркий сухой Очень жаркий сухой |
464 (40) 1740 (150) 0 0 0 1000 (86,2) 812 (70) 2900 (250) 1450 (125) 580 (50) 1740 (150) 2900 (250) 2784 (240) 3016 (260) |
1160 (100) 3480 (300) 0 0 0 1250 (107,7) 1856 (160) 4640 (400) 2000 (172,4) 1276 (НО) 2900 (250) 4060 (350) 4408 (380) 4640 (400) |
4060 (350) 6612,5 (570) 500 (43,1) 2500 (215,5) 2250 (193,9) 4500 (388) 4292 (370) 6960 (600) 4250 (366,4) 3828 (330) 5800 (500) 6380,5 (550) 7540 (650) 7540 (650) |
7192,5 (620) 8701 (750) 4500 (388) 6100 (525,8) 6000 (517,2) 7000 (603,4) 7192,5 (620) 9281 (800) 6500 (560,3) 6496 (560) 8585 (740) 9280 (800) 9861 (850) 9861 (850) |
9281 (800) 11021 (950) 0 10500 (905,1) 9250 (797,4) 8750 (754,3) 10093 (870) 10441 (900) 8900 (767,2) 9861 (850) 11106 (1000) 12181 (1050) 12761 (1100) 13341 (П50) . |
|
Определены по картам, составленным проф. В. А. Белинским.П
ПРИРОДНЫХ УСЛОВИЯХ НА ОТКРЫТОМ ВОЗДУХЕ
радиации с длинами волн менее 400 нм (Нп)*
РИЛОЖЕНИЕ 3
|
VI |
VII |
VIII |
IX |
X |
XI |
XII |
Средне- месячная |
|
9977 |
9861 |
7541 |
4060 |
1972 |
580 |
464 |
4718 |
|
(860) |
(850) |
(650) |
(350) |
(170) |
(50) |
(40) |
(406,7) |
|
12529 |
11601 |
9281 |
6380,5 |
4640 |
2320 |
1160 |
6662 |
|
(1080) |
(1000) |
(800) |
(550) |
(400) |
(200) |
(100) |
(570,8) |
|
11000 |
0 |
4500 |
— |
— |
0 |
0 |
1708,3 |
|
(948,2) |
|
(358) |
|
|
|
|
(147,3) |
|
10500 |
9000 |
6000 |
3370 |
— |
— |
— |
3997,5 |
|
(905,1) |
(775,8) |
(517,2) |
(290,5) |
|
|
|
(344,6) |
|
9750 |
8500 |
5250 |
3150 |
— |
— |
— |
3679,1 |
|
(840,5) |
(732,7) |
(452,8) |
(271,5) |
|
|
|
(317,2) |
|
10000 |
10000 |
7500 |
4500 |
2500 |
1200 |
750 |
4912,5 |
|
(862) |
(862) |
(646,5) |
(388) |
(215,5) |
(103,4) |
(64,6) |
(423,5) |
|
11137 |
11020 |
8817 |
5452 |
2552 |
812 |
580 |
5385 |
|
(960) |
(950) |
(760) |
(470) |
(220) |
(70) |
(50) |
(464,2) |
|
10441 |
10441 |
9281 |
7424 |
5800 |
3480 |
2900 |
6999 |
|
(900) |
(900) |
(800) |
(640) |
(500) |
(300) |
(250) |
(603,3) |
|
9750 |
9750 |
8250 |
6500 |
3000 |
1900 |
1150 |
5283,3 |
|
(840,5) |
(840,5) |
(711,2) |
(560,3) |
(258,6) |
(163,7) |
(99,1) |
(455,5) |
|
11021 |
10556 |
8584 |
5104 |
2088 |
870 |
404 |
5061 |
|
(950) |
(910) |
(740) |
(440) |
(180) |
(75) |
(40) |
(436,3) |
|
12413 |
12297 |
11601 |
7192 |
4756 |
2088 |
1450 |
6869 |
|
(1070) |
(1060) |
(1000) |
(620) |
(410) |
(180) |
(125) |
(592,1) |
|
13921 |
13341 |
11601 |
8120 |
5800 |
3480 |
2320 |
7782 |
|
(1200) |
(1150) |
(1000) |
(700) |
(500) |
(300) |
(200) |
(670,2) |
|
13920 |
14501 |
12761 |
9744 |
6728,5 |
3828 |
2784 |
8468 |
|
(1200) |
(1250) |
(1100) |
(840) |
(580) |
(330) |
(240) |
(730) |
|
14501 |
15081 |
12761 |
9861 |
6960 |
4176 |
2900 |
8720 |
|
(1250) |
(1300) |
(1100) |
(850) |
(600) |
(360) |
(250) |
(751,7) |