ГОСТ 23615-79
МЕЖГОСУДАРСТВЕННЫЙ СТАНДАРТ
СИСТЕМА ОБЕСПЕЧЕНИЯ ТОЧНОСТИ
геометрических ПАРАМЕТРОВ В СТРОИТЕЛЬСТВЕ
СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ
ИПК издательство стандартов
Москва
МЕЖГОСУДАРСТВЕННЫЙ СТАНДАРТ
Система обеспечения точности СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ТОЧНОСТИ System of ensuring of geometrical parameters accuracy in construction. | ГОСТ |
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).
1.1. 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).
2.1. 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.
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
где d xi - 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 d xm 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 = d ximax - d ximin, (3)
где d ximax и d ximin - наибольшее и наименьшее значения d xi 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).
4.1. 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.
В любом случае систематическая погрешность по абсолютной величине превышающая значение , должна быть устранена регулированием.
(Измененная редакция, Изм. № 1).
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 £ 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
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.
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
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
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
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):
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 dи 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
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
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
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 n³ 30 проверяется вычислением показателей Fэ и tэ по формулам:
где Sx max и Sx min - соответственно наибольшее и наименьшее значения характеристики Sx в серии выборок;
где dxm max и dxm min - соответственно наибольшее и наименьшее значения характеристики dxm в серии выборок;
Sx1 и Sx2 - значения характеристики Sx в выборках с характеристиками dxm max и dxm min.
Характеристики Sx и dxm в серии выборок считаются стабильными, если Fэ£ 1,5, tэ£ 2,0.
ПРИЛОЖЕНИЕ 1. (Измененная редакция, Изм. № 1).
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 n³ 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
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
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
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 dxj max = +10 мм и наименьшее dxj min = -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:
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 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 = -6,0 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 | Сумма частостей, | |
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).
Нет отзывов, пока еще.
![]()
Рассказать друзьям
Артикул: #102
|
ГОСТ 23615-79 Система обеспечения точности геометрических параметров в строительстве. Статистический анализ точности
702 руб.
В наличии
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.
|
Купили это издание? Пожалуйста, оставьте отзыв: