---

значимо отличаться от базовых на 5л уровне значимости. Вероятность различия среднего уровня характеристик в сравниваемом периоде и базового среднего уровня не должна быть ниже 0,01. В противном чае статистический контроль прекращав тон и .производится тщательный анализ технологии производства и выясняются причины различия срав­ниваемых статистических характеристик с базовым

новая выборка, рассчитываются уравнения регрессии и устанавлива ются новые приемочные числа

процесса служит оценка внутриплавочной неоднородности, определяе­мая в соответствии с приложением 4. Использование этого критерия является факультативным, если этот показатель не регламентируется нормативно-техш -зской документацией на продукцию.

7. ОРГАНИЗАЦИЯ ВНЕДРЕНИЯ ШЖЯЖВСШ МЕТОДЭВ

воде разрабатываются и утверждаются стандарты предприятия по ста­тистическому контролю качества продукции

которое возлагается обор, обобщение и систематизация статистичес­ких данных по механическим свойствам, химическому составу и ;

показателям качества, а также оценка надёжности прогнозирования по уравнениям регрессии и пользованию статистических методов.

на каждую марку стали и вид проката, таблицы для одре деления рас­четных значений показателей качества и порядок применения статис таческих методов контроля*

т

тру6-е БНИТИ; метизов

ва согласовываются при контроле проката-с

с ВЕШИМЕТИЗ^ утверждаются в установленном

порядке.Приложение !♦

Обязательное

Н

Примечание.

омограмма для определения объёма выборки.

Расчёт уравнении регрессии производится по выборке, охватывающей промежуток времени не менее полутода (jMe»3). После'проверки коэф­фициентов регресриЕ в уравнениях на значи­мость, установлення количества значило влияю­щих факторов и расчёта коэффициента множест­венной корреляции, с соблюдением требовании п.3.3, необходимый объём выборка уточняется вс номограмме. ІЗсли объём сформированной вы­борки меньше,чем определенный по*номограмме, то в выборку добавляется недостающее колпчест во партпи-плавск и вновь производится расчёт регрессивных зависимостей," в противном'случае остаются в силе найденные статистические за­

висимости

.Стр Л2 OCT 14,34-?8

Приложение 2 Справочное

^OUJXJJKtVfUe 3 Рекомендуємо G

*5 4

»2 178 «SO

0,t0

OSf

2b2WI

0,46

316

«30

«24

«56 «57

7,7.0 70,5 70,0

395

4<!4

ZVcvew**«₽ «^txr3iv4/e

2?4

22fi

44.0 7i,0 *i,0 72.5 4(5 6ДО 4<751675

57,2 IM (49

2O 240 24. a

БД5

645 6&.0

no 7Ц5 US 710 7Ц0

^/да'/гл/мвй'Лгг/е

£/Г^7**/>7г7///Лг7 n/mBcifir

26,D

24,lf

45,0

42,0

42,0 4J,(?

ЛГ/79ГГЯ7Л/ сгггкта^

266(52'0,49

*0,0 4^0 ЗЛО 4«O

«и Д8

'64 f 4«

720

6«2

265 <52

Ц49

0,32

fe2&<

«28

396 67,6 22,7

0,27

22,7

0,50

(641*

Itf 616

«32

*<15

21,2

o. so Две

«49

22,9

«58

45,4

0,60

0.52

«І2

Q7<

42,2

44,6

6.50

264(49

г o.o

q«o

45.4

40,2

0,32

Atn <65 (62

22,0

4

c?m //ггсув/»л/ьог

Si

ЗЯ5 чгр 4(5 43,0 42,5 43.0 *3,(7

2^0 23,0 240 Л7О ЩО ЩО 20,0

'4 ДО 47.0 ■48«

Sf,0 50.0 46,5

*8.0 A3 5 АбЧ АЗО 42 5 46> 45

0Приложение 4

Справочное

ОЦЕНКА ЕНУТРИПЛАВОЧНОЙ НЕОДНОРОДНОСТИ ПО ВЕЛИЧИНЕ РАЗМАХОВ

Между средним квадратическим отклонением CS) и размахом выборки существует- прямая пропорцион альная зависимость.

При нормальном распределении механических свойств внутри- плавочная ( внутрипартийная) неоднородность показателей качества может быть определена по величине размахов в партии-плавке.

В

двумя образцами,отобранными случай

ыборка формируется из партий-плавок одной марки стали, прокатанной на одном стане,на один или группу близких профилеразме- ров. Партии-плавки в выборку отбираются случайным образом. Минималь­ный объем выборки должен быть не менее 100., Все партии-плавки долж-

н

партии-плавки,испытанные одинаковым

ы быть испытаны не менее чем ным образом. В выборку входят количеством образцов.

По каждой₍партии-плавке вычисляется величина размаха:

’

где:

*«««? -максимальное н минимальное значение показа-» теля качества в партии-плавке.

Для всей выборки вычисляется среднее значение размаха по І формуле: £>- = -^т-

у/-объем плавок в выборке.

к

Среднее ва в выборке из

где:

вадратическое отклонение у -го показателя качесі плавок определяется по формуле:

коэффициент, зависящий, ст количества испытанных

образцов ( " ) в партии-плавке.

З

Таблица.

начения поиэедены В таблице-.

во испы­танных об­разцов в партии- плавкесправочное

I. ГОСТ І545Ї-70

2. ГОСТ 15467-70

3. ГОСТ 16467-70

4. ГОСТ £7341-71

5. ГОСТ 18321-73

6г ГОСТ 11.002-73

7. ГОСТ 16504-74

7. ГОСТ 117006-74

8. ГОСТ 22013-76

9. ГОСТ 22015-76

в выборку.

Прикладная ’статистика» Правила ности результатов наблюдений. Качество продукции. Контроль и Термины и определения.

Прикладная статистика. Правила

оценкі аноомаль-

испытания

проверки согласи

опытного распределения с теоретическим» Статистический приемочный контроль металлически] материалов и изделий по наименьшему значении механической характеристики.

Нормирование и статистическая оценка качества металлических материалов и изделий по механи­ческим характеристикам.

Качество продукции. Показатели качества и метода оценки уровня качества продукции. Термины ж определения.

Качество продукции. Терминн.

Статистические показатели точности и стабиль­ности технологических операций. Метода расчету Качество продукции. Основные понятия управлена Термины и определения.

Качество продукции ^Статистические метода управления. Правила отбора единиц продукци

и

II. ГОСТ 15895-77

13. ДРЕЙПЕР Н., СМИТ г.

14. I О Р Я.Б.

ЕГЗДШН 4.И.

13. ЕЗЕКМЕЛ М., » О X С I.A.

14. Мнтреноосвж» А.

1968

Качество продукции. Статистические метода управления качеством. Термины.

Сборник статистических таблиц.

Изд-во ВЦ АН СССР, 1., 1966

Прикладной регрессионный анализ.

Изд-во Мир., м., 1973

Таблицы для анализа и контроля надежности.

Изд-во ^Советское радио**

Метода анализа корреляций и регрессий

Изд-во Статистика, м., 1966

Техника статистических вычислений.

изд-во Наука, М., 197

1

!?•

18,

АЙВАЗЯН С.А

РАО С.Р.

Статистическое исследование зависимостей

Изд-во Металлургия, М., 1968.

Линейные статистические методы и их

применение.

Изд-во Наука, И

1968.

OCT 14 34-78 Стр.I?