Теоретические основы. Контроль качества в дорожном строительстве существенно отличается, от контроля качества в других областях народного хозяйс­тва

 

Контроль качества в дорожном строительстве существенно отличается, от контроля качества в других областях народного хозяйс­тва. Это связано с линейностью объектов, разнообразием замеряемых параметров, значительной изменчивостью показателей во времени по координатам.

Наибольшее распространение на строительство получил контроль. Он в достаточной степени регламентирован нормативно - техническими документами /8/, но обладает рядом недостатков и необеспечивает необходимой надежности оценки качества.

В частности, большинством нормативных документов установлено по три измерения отдельных параметров при контроле качества. Достоверность такого метода находится в пределах 35-64 % для разных контролируемых показателей.

Таким образом, в 65-36 % случаев контроль недостоверен, что приводит к неверной оценке качества производимых работ. С другой стороны, нормативные документы по контролю качества требуют из­мерения большого числа параметров. Учитывая необходимость ежед­невного контроля, а также неоднократность измерений всех парамет­ров в течение смены, объем проводимых измерений оказывается громадным и практически неосуществимым.

Кроме того, существующие сейчас жесткие требования, к конкретным местам контрольных измерений приводят, с одной стороны, к недостоверности оценки и способствуют тому, что дорожники тща­тельно подготавливают места предстоящего контроля, не уделяя должного внимания всей дороге, а с другой - к необоснованному уве­личению числа испытаний.

Практически единственное направление совершенствования контроля - это переход на статистические методы. Статистические ме­тоды позволяют сократить объем контроля и обеспечить необходимую достоверность его результатов. Сокращение достигается, за счет математического планирования.

Цель лабораторной работы - плакирование контроля качества. Основными положениями планирования контроля служат установление необходимого для обеспечения достоверности объема контроля и вы­бор мест проведения измерений. Существенное отличие рассматривае­мого способа определения объема контроля - независимость этого объема от охваченной контролем площади при достаточно высокой достоверности результатов.

Требуемое число испытаний определяют расчётом из условия обеспечения неравенства:

, (2.1)

где -действительное (среднее) значение генеральной совокупности;

- среднее значение результатов выборки; - допустимая погрешность испытаний или абсолютная ошибка.

Совокупность всех результатов испытаний составляет вариаци­онный ряд. Плотность нормального распределения непрерывной слу­чайной величины (рис. 2.1) описывается уравнением Гаусса:

 

, (2.2)

 

где - стандартное (среднеквадратическое)отклонение; е - основание натуральных логарифмов.

Рис. 2.1. Кривая, плотности нормального распределения

 

При интегрировании функции (2.2) вся площадь под кривой Гаусса при любом и б всегда равна I. Площадь под кривойвнутри области составляет 0.6827, т.е. 68,57% всей площади. Это означает, что в области распределяются вокруг среднего значения. 68,27% результатов измерений, в облас­ти - 95,45% результатов измерений и в области -.99,73% результатов измерений (см. рис. 2.1). Вероятность того, что значение переменной величины окажется в пределах , где t - I, 2 и 3, составляет соответственно 68,27; 95,45 и 99,73. И наоборот, вероятность того, что значение переменной величины выйдет за пределы указанных интервалов, составляет 31,73; 4,55 и 0,27%.

В дорожном строительстве приходится выполнять расчеты не только с целочисленными кратными от , но и проводить кон­троль при целочисленной статистической надежности 90, 95, 99 или 99,9%. Для этих случаев площадь под кривой определяется между границами соответственно , , и (рис. 2.2).

 

 

 

Рис. 2.2. Площади под кривой нормального распределения при целочисленных вероятностях

 

Для кривой распределения, по обе стороны центра группировки случайных событий можно найти предельные значения рассеяния, веро­ятность появления которых пренебрежимо мала. Предельные интервалы называются доверительными.

Для закона нормального распределения доверительный интервал равен:

, (2.3)

где t - аргумент функции Лапласа.

Из этого выражения, следует, что для повышения, надежности ре­зультатов измерений необходимо увеличить доверительный интервал. Поэтому при оценке случайной ошибки необходимо знать не только ее величину, но и значение доверительной вероятности.

Для разных категорий дорог нужна разная степень достовер­ности контроля, а следовательно и размер выборки, т.е., с повыше­нием категории дороги увеличивается необходимое число испытаний. Доверительный интервал может быть двухсторонним и односторонним , когда по условиям эксплуатации продукции накладываются какие-либо ограничения сверху (+) или (-).

Нормируемое отклонение t определяют по табл. 2.1 в за­висимости от доверительной вероятности или категории дороги, чис­ла испытаний и вида ограничений.

 

Таблица 2.1. Значения нормируемого отклонения t

 

Число испытаний Значение t при одностороннем ограничении параметров для дороги категории
- I-II III-IV V
4.54 3,18 2,35 1,64
3.36 2,57 2,01 1,48
3.00 2,37 1,90 1,41
2.82 2,26 1,83 1,38
2.72 2,20 1,80 1,36
2.65 2,16 1,77 1,35
2.60 2,13 1,75 1,34
2.75 2,11 1,74 1,33
2.54 2,09 1,71 1,33
2.49 2,06 1,71 1,32
2.46 2,04 1,70 1,31
2.42 2,02 1,68 1,30
2.39 2,00 1,67 1,30
Число испытаний I-II III-IV V -
Значение t при двустороннем ограничении параметров для дороги категории

 

Размеры выборки (объем контроля) обосновывают с использованием методов теории вероятности, для чего применяется формула Чебышева:

(2.4)

где п - необходимое число испытаний в выборке; - коэф­фициент вариации измеряемого параметра; - показатель точности измерения параметра

(2.5)

Показатель точности зависит как от метода измерения, так и от применяемых приборов. Поэтому в каждом конкретном случае его устанавливают индивидуально.

Коэффициент вариации - безразмерная, величина, характеризую­щая однородность измеряемого параметра и стабильность технологи­ческого процесса, которая представляет собой отношение

(2.6)

Ориентировочные значения и представлены в табл. 2.2

 

Таблица 2.2. Коэффициент вариации и показатель точности измеряемых параметров

 

Наименование показателя Коэффициент вариации Показатель точности
Плотность грунта 0,03 0,015
Плотность асфальтобетона 0,02 0,010
Модуль упругости грунта 0,30 0,100
Модуль упругости слоёв дорожной одежды 0,25 0,100
Толщина слоёв дорожной одежды 0,20 0,080
Ширина слоёв, канав, половины земляного полотна 0,10 0,050
Просвет под трёхметровой рейкой 0,80 0,200
Прочность при сжатии асфальтобетонных образцов 0,10 0,050
Прочность при сжатии цементногрунтовых образцов 0,15 0,050
Влажность грунта 0,10 0,050
Сцепление и угол внутреннего трения в грунте 0,10 0,050
Температура асфальтобетона 0,18 0,030
Высотные отметки, глубина канав 0,15 0,050
Поперечные и продольные уклоны 0,25 0,100
Крутизна откосов 0,38 0,150
Уступ в швах 0,15 0,050
Амплитуда высотных отметок 0,25 0,100

 

Второй этап подготовки контроля - планирование мест проведе­ния измерений. Согласно положениям теории вероятностей, необходи­мая достоверность контроля будет достигнута лишь при случайном их выборе. Иначе говоря, при использовании статистических методов намечать точки контроля, нужно только произвольно, исключая при этом какой-либо порядок. Для соблюдения принципа случайности по­пользуют табличную форму случайных чисел, с помощью которой лик­видируется, всякая возможность проявления некорректности при на­значении мест проведения испытаний (табл.2.3).

 

Таблица 2.3. Табличная форма случайных чисел

 

 

 








Дата добавления: 2015-01-21; просмотров: 1217; ЗАКАЗАТЬ НАПИСАНИЕ РАБОТЫ


Поиск по сайту:

При помощи поиска вы сможете найти нужную вам информацию.

Поделитесь с друзьями:

Если вам перенёс пользу информационный материал, или помог в учебе – поделитесь этим сайтом с друзьями и знакомыми.
helpiks.org - Хелпикс.Орг - 2014-2022 год. Материал сайта представляется для ознакомительного и учебного использования. | Поддержка
Генерация страницы за: 0.013 сек.