|
Корреляционный и регрессионный анализ дефектности сварных соединений
Статистический анализ дефектности является одной из главных составных частей системы управления качеством. Поэтому в работе был проведен анализ дефектности по всем базовым совокупностям по типу, количеству и размерам дефектов. В каждой совокупности определяли как общее, так и недопустимое число дефектов каждого типа на участке контроля, их соотношение и другие характеристики. Исследования показали, что основная масса дефектов, 80 % и более, приходится на поры, шлаковые включения, непровары и их сочетания. Газовая сварка стыков трубопроводов диаметром 57-108 мм (БС №1) дает наибольшее количество дефектов типа пор – 52 %, 36 % шлаковых включений и 8 % непроваров. При ручной дуговой сварке (БС №2; №3) основными дефектами являются шлаковые включения – 50 %, а с ростом диаметров увеличивается число дефектов типа «непровар» – 21 % и прочих дефектов – 25%. При сварке в среде СО2 образуются газовые поры – 61 %, шлаковые включения – 22 %, непровары – 12 % и прочие дефекты.
Наибольший объем недопустимых дефектов в БС №1 и №6 дают поры и их скопления, в БС №2 и №3 – шлаковые включения. Однако следует отметить также высокий процент забракованных стыков из-за различных дефектов формы шва и непроваров.
Согласно формулы дефектности, базовые совокупности описываются следующими статистическими уравнениями:
1.18 0.59 0.43 0.14 0.02
№1 = ¾¾ = П ¾¾ + Ш ¾¾ + Н ¾¾ + Пд ¾¾ ;
0.24 0.12 0.07 0.04 0.005
1.12 0.41 0.57 0.11 0.03
№2 = ¾¾ = П ¾¾ + Ш ¾¾ + Н ¾¾ + Фш ¾¾ ;
0.37 0.17 0.14 0.05 0.01
1.26 0.50 0.60 0.16
№3;4 = ¾¾ = П ¾¾ + Ш ¾¾ + Н ¾¾ ;
0.33 0.16 0.13 0.04
1.63 1.00 0.40 0.23
№5;6 = ¾¾ = П ¾¾ + Ш ¾¾ + Н ¾¾ ,
0.29 0.17 0.08 0.04
где Пд, Фш – дефекты: подрезы и дефекты формы шва.
Уравнения рассчитаны по результатам трехлетнего цикла контроля на сварочно-монтажных объектах.
По совокупности №1 среднее количество всех дефектов на участке контроля составляет 1,18, а недопустимых – 0,24. Вероятность (частота) возникновения недопустимого дефекта через четыре участка, т.е. при налаженном процессе дефект может возникнуть при сварке одного из пяти участков. В этой совокупности на десяти свариваемых участках образуется 6 пор, 4 шлаковых включения и 1,4 дефекта типа непровар. 20 % дефектов типа пор и шлаковых включений являются недопустимыми по СНиП, а для дефектов типа непровар недопустимыми являются уже 46 %.
По БС №2 также наблюдается значительный объем недопустимых дефектов: 25 % дефектов типа шлаковых включений, 35 % – поры.
Формула дефектности несет важную информацию о потоке дефектности и состоянии БС в конкретных условиях монтажной сварки. Для каждой организации коэффициенты формулы (для одинаковых БС) различны из-за различия условий. Например, для сравнения приведем формулы БС №2 для двух строительно-монтажных организаций – А1 и А2 за 2009 год:
0.71 0.45 0.16 0.1
А1 = ¾¾ = П ¾¾ + Ш ¾¾ + Н ¾¾
0.22 0.16 0.03 0.03
0.43 0.23 0.13 0.07
А2 = ¾¾ = П ¾¾ + Ш ¾¾ + Н ¾¾
0.13 0.07 0.04 0.02
Из примера видно, что поток дефектности для БС в А1 выше по До в 1,65 и по Дб в 1,7 раза. Весьма существенна разница в уровне брака. Так, по А1 из 100 участков бракуется 22, тогда как в А2 только 13.
Сравнение формул одинаковых БС за два прошедших цикла для одной и той же организации дает возможность определить пути повышения качества сварки. Возьмем А1 за 2008 – 2009 гг.
0.82 0.43 0.20 0.11 0.05 0.03
А12008 = ¾¾ = П ¾¾ + Ш ¾¾ + Н ¾¾ + ФШ ¾¾ + CПШ ¾¾ ;
0.15 0.08 0.02 0.01 0.02 0.02
1.26 0.69 0.36 0.09 0.12
А12009 = ¾¾ = П ¾¾ + Ш ¾¾ + Н ¾¾ + ФШ ¾¾ ,
0.11 0.06 0.03 0.01 0.02
где CПШ – дефекты типа “скопления и цепочки пор и шлаков”.
Из сравнения видно, что уровень брака на предприятии А1 в 2009 году снизился. Отсутствуют скопления и цепочки пор и шлаковых включений (CПШ). На 100 проконтролированных участков бракуется 11 вместо 15 в 2008 году. Однако поток общей (допустимой) дефектности возрос практически в 1,5 раза за счет дефектов типа пор и шлаковых включений. Образование большого количества пор и шлаков объясняется неудовлетворительной зачисткой от ржавчины и загрязнением присадочной проволоки и свариваемых кромок. Место сварки не защищается от сквозняков и атмосферных осадков. Требуется анализ качества присадочных материалов и электродов, повышение квалификации сварщиков. Во всех БС наименьшее количество образующихся дефектов – непровары, а наибольшее – поры или шлаковые включения в зависимости от способа сварки и сварочных материалов. Зафиксированы также довольно устойчивые вспышки дефектов по времени контрольного цикла (года).
Периоды резкого возрастания потока дефектов объясняются несколькими причинами:
- сезонностью. Выполнение сварочных работ в осенне-зимние или весенне-летние периоды, связанные с неудовлетворительными атмосферными условиями;
- поставкой большой партии сварочных материалов низкого качества, переходом на сварку новых марок сталей, введением новых СНиП с более жесткими требованиями к качеству;
- резким увеличением объема сварочных работ. При отсутствии ритмичности, как правило, перед сдачей объектов, имеющих отставание в сварке, привлекается большое количество рабочих, в том числе сварщиков и сборщиков с низкой квалификацией.
Важным моментом для практических условий является определение соотношения общей и недопустимой дефектности для стабильных и критических (вспышка брака) моментов. По совокупности №2 отмечаются значительные колебания Lо и До в начале и конце контрольного цикла. Размах колебаний для Lо = 12,3 – 3,6 = 8,7 мм/уч.; для До = 2,1 – 0,70 = 1,40 деф/уч.
По совокупности №3 значительная дефектность отмечается в начале и конце цикла. Показатель доли брака резко колеблется по месяцам. Причина заключается в частых нарушениях стабильности технологических процессов и небольших объемах контроля. Значительная дефектность в начале года практически для всех БС объясняется неподготовленностью объектов к контролю, а в конце цикла – ухудшением условий сварки и нарушением ритмичности работ.
По совокупности №4 наблюдается рост числа дефектов на участок контроля. Это относится как к общей, так и недопустимой дефектности. Протяженность общей дефектности на один участок составляет 9,3 мм. Выявлены значительные по размаху колебания показателей качества, что указывает на частые нарушения технологического процесса сварочных работ.
БС №5 и №6 характеризуются значительным количеством общей дефектности на один участок контроля: До = 1,57. Эта цифра меньше только у БС №3, где До = 1,42. Вместе с тем, количество недопустимых дефектов на участке в этой группе значительно меньше, чем во всех исследуемых БС, т.е. Дб = 0,15. Для БС №1 Дб = 0,19, для БС №2 Дб = 0,25, для БС №4 Дб = 0,33. По данным совокупностям необходимо разрабатывать меры по снижению общей дефектности и особенно пор. Общим моментом, установленным при анализе, являются следующие важные выводы.
Колебания дефектности по уровню, типам, размерам и количеству, установленные для всех БС, свидетельствуют о колебаниях технологических процессов. Колебания технологических процессов, как случайные, так и систематические (от производственных возмущений), хорошо регистрируются показателями дефектности L и Д. Следовательно, важный вывод о возможности следить за состоянием технологических процессов сварочных работ по изменению уровня, количества и размеров дефектов, изложенный в предыдущих параграфах этой главы, подтверждается статистическим анализом реальной дефектности.
Из результатов анализа следует также вывод о критичности показателей L, Д, Б и области их применения для статистического регулирования и управления качеством сварки. Показатели Lо и До при регулировании дают наибольший объем информации. Они учитывают как допустимую, так и недопустимую по СНиП дефектность, более полно раскрывают состояние технологических процессов, а поэтому и более точно отражают влияние отрицательных факторов в каждый момент времени. Практика использования показателей дефектности для регулирования качества различных базовых совокупностей, а также обширный анализ и изучение дефектности, выявили характерные закономерности.
Во-первых, для диаметров до 100 мм преобладающими дефектами являются непротяженные – объемные дефекты: газовые поры, шлаковые включения, количество которых составляет 85–90 % по БС.
Во-вторых, протяженные дефекты, составляющие по количеству 10–15%, имеют незначительную протяженность 2-10 мм, соизмеримую с объемными дефектами.
В-третьих, с ростом диаметров трубопроводов размеры объемных, а особенно протяженных дефектов увеличиваются. Характеристика качества по количеству дефектов в этом случае для больших диаметров становится некритичной, так как неизвестна протяженность дефекта, который может быть критическим [9-А]. Рекомендуемые области применения показателей дефектности по результатам статистического анализа приведены в таблице 3.11.
Таблица 3.11 – Рекомендуемые области применения показателей
дефектности L, Д, Б при регулировании и управлении качеством
Диаметр
свариваемых труб, мм
| Параметры
регулирования
| Примечание
| < 100
| До , Дб
| Количество дефектов
| 114 – 219
| Lо, До
| Количество и протяженность
| > 219
| Lo, Lб
| Протяженность дефектов
| 57 – 1420
| Б
| Применяется только как
отчетный и при расчете
уровня качества
| Оператору-дефектоскописту на практике приходится иметь дело, в первую очередь, с выявленной дефектностью. При приемочном контроле согласно требований СНиП требуется определение недопустимой дефектности Lб, Дб в потоке общей дефектности Lо, До. Эти парные показатели качества имеют важное значение для технологического регулирования процессов сварочного производства. Поэтому возникает необходимость установить наличие и тесноту корреляционной связи между показателями L, Д, Б и их парными значениями для основных БС.
Такая постановка задачи для монтажных условий вполне правомерна. Корреляция наблюдается всюду, где вариации двух явлений обусловлены частично одной и той же общей причиной. Установление связи между показателями позволит определять по одному из них, например, Lо или До закономерности изменения Lб, Дб или путем сравнения с текущими результатами определять причины их изменений.
Используя массив истории качества за полный годовой цикл контроля, проведем корреляционный анализ с определением тесноты связи и корреляционой зависимости типа:
_ _
Yx = ¦ (X) и Xy = ¦ (Y)
Заменяя Х и Y, переходим к показателям качества базовых совокупностей:
До и (Дб, Lо, Lб, Б); Дб и (Lо, Lб, Б); Lо и (Lб, Б); Lб и (Б).
Корреляционный анализ проводим по основным БС по следующей методике:
_ _
- определяем åХ, åY, åХ2, åY2, åXY, X = åX/n, Y = åY/n
- находим значение дисперсии dх2 и dy2 и средние квадратические отклонения dx и dy;
- определяем форму связи между X и Y или эмпирическую ковариацию Kxy:
1 Sx * Sy
Kxy = ¾¾ [Sxy – ¾¾¾¾ ] ;
n – 1 n
- рассчитываем эмпирический коэффициент корреляции rxy и отклонение dyx:
Kxy
rxy = ¾¾¾ ; dyx = ;
dx*dy
- определяем параметры уравнений регрессии a и b :
Kxy _ _
b = ¾¾ ; a = Y - bx; Y = a + bx
dx2
Уравнение регрессии определяем из условия наименьшей суммы квадратов отклонений фактических ординат yi от ординат yx теоретической линии регрессии S (Y – Yx)2 = min.
Выше мы доказали, что для фиксированного значения Х величина Y
_
распределена по БС нормально с математическим ожиданием Y = a + bx .
Приведем пример корреляционного анализа и расчета параметров уравнения регрессии между До и Дб для БС №1 по истории качества за год. Значения показателей сведены в таблицы 3.12, 3.13.
Таблица 3.12 – Значение показателей До и Дб по БС №1
| январь
| февраль
| март
| апрель
| май
| июнь
| июль
| август
| сентябрь
| октябрь
| ноябрь
| декабрь
| X=До
| 1,4
| 1,6
| 2,1
| 1,3
| 1,0
| 1,2
| 0,7
| 0,9
| 1,2
| 1,1
| 1,2
| 1,0
| Y=Дб
| 0,3
| 0,2
| 0,17
| 0,2
| 0,1
| 0,3
| 0,1
| 0,1
| 0,2
| 0,22
| 0,1
| 0,26
|
Таблица 3.13 – Расчет числовых характеристик по БС №1
S X
| S Y
| _
X
| _
Y
| S X2
| S Y2
| S XY
| dx2
| dx
| dy2
| dy
| 14,7
| 2,2
| 1,3
| 0,19
|
| 0,52
| 2,8
| 0,15
| 0,38
| 0,01
| 0,1
|
По расчетным числовым характеристикам из таблицы 3.13 определяем эмпирическую ковариацию и коэффициент корреляции:
1 14,7 * 2,2
Кху = ¾¾ (2.8 – ¾¾¾¾¾ ) = 0,01
11 12
0,01
rxy = ¾¾¾¾ = 0,263
0,38 * 0,1
Коэффициент корреляции при статистической проверке оценивается с согласием:
Р ( l ) = 0.95 и Р ( X2 ) = 0,83
Параметры уравнения регрессии
0,01
b = ¾¾¾ = 0,07;
0,15
a = 0,19 - (0.07 * 1.3) = 0,19 – 0,091 = 0,01;
y = 0,14Х + 0,01 или Дб = 0,14До + 0,01
Среднеквадратическое отклонение
dyx = = 0,085
Таким образом, уравнение регрессии, характеризующее зависимость между общей и недопустимой по СНиП дефектностью имеет следующий вид:
Дб = 0,14До + 0,01
Параметры a и b уравнения дают возможность вычислить среднюю величину числа недопустимых дефектов для данного значения общего числа дефектов. Полученное уравнение имеет важное значение для регулирования технологических процессов сварочного производства и позволяет судить по параметрам a и b о стабильности производства или о выходе его за рамки допустимых нормативов.
Коэффициент регрессии b указывает меру, в которой изменяется переменная Дб при изменении До на единицу. Как следует из полученного уравнения, общей дефектности До = 1 корреспондирует в среднем 0,07 недопустимой дефектности для БС №1 с присущими ей условиями. Например, в случае, если До = 2,1; тогда Дб = 0,07 * 2,1 + 0,018 = 0,165, т.е. 0,165 недопустимых дефекта на участок контроля. В действительности, в марте Дб = 0,17 (таблица 3.12). Это доказывает, что в данном случае присутствовали и отдельные неучтенные факторы, оказывающие отрицательное воздействие.
По изложенной методике и приведенному примеру проведен корреляционный анализ между всеми показателями качества для основных БС. Результаты анализа сводим в таблицы 3.14 – 3.17.
Как видно из таблицы 3.14, наибольший коэффициент корреляции До и Дб – rxy = 0,85 у БС №3, наименьший – у БС №1. Для всех БС согласие Р( l ) = 0,95.
Корреляция между До и Lо (таблица 3.14) для БС №1 и БС №2 слабая. Проверка согласия зависимости Р( l ) не подтверждается. Наличие слабой корреляции подтверждает ранее высказанное предположение о незначительной протяженности дефектов в сварных соединениях трубопроводов Æ < 100 мм.
С другой стороны, для БС №3 – №6 теснота корреляции очень высокая с согласием Р(l) = 0,95.
Результаты анализа между Lо и До (таблица 3.14-в) показывают также слабую корреляцию для БС №1 и БС №2. Проверка по критерию Р(l) не подтвердила зависимости показателей. Для БС №3 и БС №6 теснота корреляции удовлетворительная и подтверждается критерием Р(l) = 0,9.
В таблице 3.14г представлены результаты корреляционного анализа между показателями До и Б. Отсутствует корреляция по БС №1. Слабая корреляция по БС №2 и БС №6. Проверка гипотезы зависимости по критерию Р(l) для этих БС не подтверждается. Для БС №3 корреляция подтверждается и Р(l) = 0,9.
Таблица 3.14 – Результаты корреляционного анализа показателей качества
между До и (Дб, Lо, Lб, Б)
БС
| rxy
| dxy
| _
X
| _
Y
| Уравнения
регрессии
| a
| b
| a) До(Х) и Дб (Y)
| 1; 2
| 0,53
| 0,085
| 1,2
| 0,19
| Y= 0,14х + 0,012
| 0,012
| 0,14
|
| 0,52
| 0,77
| 1,31
| 0,25
| Y = 0,55х - 0,49
| 0,49
| 0,55
| 4; 5
| 0,85
| 0,54
| 1,62
| 0,33
| Y = 0,5х - 0,4
| 0,4
| 0,5
|
| 0,55
| 0,84
| 1,67
| 0,15
| Y = 0,3х - 0,25
| 0,25
| 0,3
| б) До(Х) и Lо (Y)
| 1; 2
| 0,15
| 2,8
| 1,2
| 6,3
| Y = 0,25х + 1,1
| 5,6
| 0,67
|
| 0,13
| 2,4
| 1,31
| 5,5
| Y = 1,5х + 4,2
| 4,2
| 0,5
| 4; 5
| 0,65
| 4,3
| 1,62
| 9,3
| Y = 15,1х – 12
|
| 15,1
|
| 0,82
| 0,1
| 1,67
| 13,3
| Y = 9,3х - 4,7
| 4,7
| 9,3
| в) До(Х) и Lб (Y)
| 1; 2
| 0,1
| 1,1
| 1,2
| 1,45
| Y = 0,25х + 1,1
| 1,1
| 0,25
|
| 0,4
| 1,2
| 1,31
| 1,47
| Y = 1,5х - 0,9
| 0,9
| 1,5
| 4; 5
| 0,6
| 6,2
| 1,62
| 5,6
| Y = 11,2х - 8,7
| 8,7
| 11,2
|
| 0,52
| 3,0
| 1,67
| 3,3
| Y = 4х - 2,6
| 2,6
|
| г) До(Х) и Б(Y)
| 1; 2
|
| -
| 1,2
| 9,1
| -
| -
| -
|
| 0,3
| 7,4
| 1,31
| 5,9
| Y=13,8х + 10,5
| 10,5
| 13,8
| 4; 5
| 0,6
| 6,5
| 1,62
| 10,9
| Y= 9х - 4,0
|
|
|
| 0,43
| 5,3
| 1,67
| 8,8
| Y= 4,1х - 0,9
| 0,9
| 4,1
|
Корреляция между Дб и Lо (таблица 3.14-а). Наблюдается картина, аналогичная таблицам 3.14-б, 3.14-в, 3.14-г. Для БС №2 связь не обнаружена. Для БС №1 связь слабая. Для БС №3 и БС №4, БС №5 и БС №6 теснота связи подтверждается по критерию согласия Р(l ) = 0,95. Результаты корреляционного анализа для показателей Дб и Lб представлены в таблице 3.15. Для БС №1 связь не обнаружена. У БС №2 слабая связь. БС №3 и БС №6 имеют тесноту связи с Р(l) = 0,9.
Результаты корреляционного анализа для показателей Дб и Lб представлены таблицей 3.15. Для БС №1 связь не обнаружена. У БС №2 слабая связь. БС №3 и БС №4 имеют тесноту связи с Р(l) = 0,9. Исследование корреляционной связи для показателей Дб и Б (таблица 3.15в ) показывает хорошую тесноту связи для всех БС, за исключением БС №2, где связь слабая.
Таблица 3.15 – Результаты корреляционного анализа показателей качества между Дб и (Lо, Lб, Б)
БС
| rxy
| dxy
| _
X
| _
Y
| Уравнения
регрессии
| a
| b
| а) Дб(Х) и Lо(Y)
| 1; 2
| 0,35
| 2,4
| 0,19
| 6,3
| Y = 10,5х + 5
|
| 10,5
|
|
| -
| 0,25
| 5,5
| -
| -
| -
| 4; 5
| 0,65
| 6,8
| 0,33
| 9,3
| Y = 27,5х + 7,2
| 7,2
| 27,5
|
| 0,6
| 5,5
| 0,15
| 13,3
| Y = 14х + 12,3
| 12,3
|
| б) Дб(Х) и Lб(Y)
| 1; 2
|
| -
| 0,19
| 1,45
| -
| -
| -
|
| 0,41
| 1,0
| 0,25
| 1,47
| Y = 1,4х + 1,2
| 1,2
| 1,4
| 4; 5
| 0,85
| 5,3
| 0,33
| 5,6
| Y = 28х - 4,6
| 4,6
|
|
| 0,95
| 1,1
| 0,15
| 3,3
| Y = 11х - 0,8
| 0,8
|
| в) Дб(Х) и Б (Y)
| 1; 2
| 0,6
| 2,7
| 0,19
| 9,1
| Y = 21х + 4,3
| 4,3
|
|
| 0,75
| 7,2
| 0,25
| 5,9
| Y = 1,5х + 10,2
| 10,2
| 1,5
| 4; 5
| 0,94
| 3,6
| 0,33
| 10,9
| Y = 28х + 12
|
|
|
| 0,88
| 3,4
| 0,15
| 8,8
| Y= 23х + 4,5
| 4,5
|
|
Корреляция между показателями Lо и Lб, таблица 3.16а, имеет удовлетворительную тесноту связи по всем БС, за исключением БС №2, и подтверждается по критерию согласия Р(l) = 0,95.
Исследование корреляции между показателями Lо и Б, таблица 3.16б, обнаруживает слабую связь по всем совокупностям. Наличие корреляционной связи не подтверждается критерием согласия Р(l) ни в одной БС. Следует отметить, что примерно такой же результат обнаружен и при исследовании корреляции между показателями До и Б .
Таблица 3.16–Результаты корреляционного анализа показателей качества
между Lо и (Lб, Б)
БС
| rxy
| dxy
| _
X
| _
Y
| Уравнение
регрессии
| a
| b
| а) Lо(Х) и Lб(Y)
| 1; 2
| 0,61
| 0,85
| 6,3
| 1,45
| Y = 0,32х - 0,35
| 0,35
| 0,32
|
| 0,45
| 0,28
| 5,5
| 1,47
| Y = 0,3х - 0,2
| 0,2
| 0,3
| 4; 5
| 0,81
| 3,7
| 9,3
| 5,6
| Y = 0,9х - 0,52
| 0,52
| 0,9
|
| 0,56
| 2,3
| 13,3
| 3,3
| Y = 0,4х - 1,2
| 1,2
| 0,4
| б) Lо(Х) и Б(Y)
| 1; 2
| 0,23
| 3,1
| 6,3
| 9,1
| Y = 0,42х + 4,6
| 4,6
| 0,42
|
| -0,15
| -
| 5,5
| 5,9
| -
| -
| -
| 4; 5
| 0,5
| 1,8
| 9,3
| 10,9
| Y = 0,25х + 6,1
| 6,1
| 0,25
|
| 0,2
| 7,2
| 13,3
| 8,8
| Y = 0,6х + 1,4
| 1,4
| 0,6
| в) Lб(Х) и Б(Y)
| 1; 2
| 0,63
| 2,2
| 1,45
| 9,1
| Y = 2,1х + 3,5
| 3,5
| 2,1
|
| 0,1
| 8,3
| 1,47
| 5,9
| Y = 1,7х + 6,5
| 6,5
| 1,7
| 4; 5
| 0,71
| 6,4
| 5,6
| 10,9
| Y = 0,6х + 8,1
| 8,1
| 0,6
|
| 0,8
| 4,7
| 3,3
| 8,8
| Y = 1,7х + 3,5
| 3,5
| 1,7
| Корреляция между показателями Lб и Б, таблица 3.16в, имеет удовлетворительную тесноту связи для всех БС, за исключением БС №2 и подтверждается по критерию согласия Р(l) = 0,95.
Таким образом, корреляционному и регрессионному анализу подвергнуты все сочетания показателей качества Lо, Lб, До, Дб, Б. Результаты исследований анализа показателей качества базовых совокупностей стыков представлены в табл. 3.17.
Таблица 3.17– Коррелируемые показатели качества базовых совокупностей стыков по данным анализа
БС
| Lo(X) ® Lб(Y)
| До(Х) ® Дб(Y)
| Дб(Х) ® Б(Y)
| rLoLб
| _
Lo
| _
Lб
| Уравнения
регрессии
| rДоДб
| _
До
| _
Дб
| Уравнения
регрессии
| rДбБ
| _
Дб
| _
Б
| Уравнения регрессии
| 1; 2
| 0,61
| 6,3
| 1,45
| Lб = 0,32Lo - 0,35
| 0,53
| 1,2
| 0,19
| Дб = 0,14До + 0,012
| 0,6
| 0,19
| 9,1
| Б = 21Дб + 4,3
|
| 0,45
| 5,5
| 1,47
| Lб = 0,3Lo - 0,2
| 0,52
| 1,31
| 0,25
| Дб = 0,55До - 0,49
| 0,75
| 0,25
| 5,9
| Б = 1,5Дб + 10,2
| 4; 5
| 0,81
| 9,3
| 5,6
| Lб = 0,9Lo - 0,52
| 0,85
| 1,62
| 0,33
| Дб = 0,5До - 0,4
| 0,94
| 0,33
| 10,9
| Б = 28Дб + 12
|
| 0,56
| 2,3
| 13,3
| Lб = 0,4Lo - 1,2
| 0,55
| 1,67
| 0,15
| Дб = 0,3До - 0,25
| 0,88
| 0,15
| 8,8
| Б = 23Дб + 4,5
|
Не нашли, что искали? Воспользуйтесь поиском по сайту:
©2015 - 2024 stydopedia.ru Все материалы защищены законодательством РФ.
|