РУКОВОДЯЩИЙ ТЕХНИЧЕСКИЙ МАТЕРИАЛ

КРАНЫ ГРУЗОПОДЪЕМНЫЕ РЕСУРСЫ ЭЛЕМЕНТОВ КРАНОВЫХ МЕХАНИЗМОВ

МИНИСТЕРСТВО ТЯЖЕЛОГО И ТРАНСПОРТНОГО МАШИНОСТРОЕНИЯ

МОСКВА 1977

РУКОВОДЯЩИЙ ТЕХНИЧЕСКИЙ МАТЕРИАЛ РТМ 24,090.22-76

КРАНЫ ГРУЗОПОДЪЁМНЫЕ

РЕСУРСЫ ЭЛЕМЕНТОВ КРАНОВЫХ МЕХАНИЗМОВ

Минисхеромо тяжелого ■ транспортного цаииноотронння Москва

C?£>. 8 P'W 24.090.22-75

6. АНАЛИТИЧЕСКИЕ ВЫРАЖЕНИЯ ФУНКЦИЙ И ПАРАМЕТРОВ ЗАКОНОВ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ СРОКОВ СЛУЖБЫ

6.1.    Нормальный закон распределения сроков службы

6.1.    Аналитические выражения функции и плотности распределения сроков службы по нормальному закону:

Параметры распределения: tn и £_а.

Параметр т определяет форму распределения и отражает характер износа.

Параметр ±_а является определяющим для масштаба и характеризует степень растянутости кривой распределения вдоль оси £ .

Первоначальную оценку параметром закона Вейбулла т и t_a подучают из статистических оценок числовых характеристик т£ , й , отличающихся от истинных значений/т/Т/, &fr7 и iW тем меньше чем больше объем выборки (см. пример).

6.3. Математическое ожидание и сгеднее квадратическое отклонение для закона Вейбулла

PTM 24.090.22-76. отр. 9

/T).~t₀ r(l+ mj " £o bm

&f 'o

Здеоь P - знак гамма~фуакции.

6.4.    Статистическое значение параметра т * ощтдедяетоя до

(5“**

значению статистического коэф(|)ициента вариации    —3.    цо

таблице, приведенной в (41 , Там же дается значение коэффициента $м.

6.5.    Статистическое значение параметра t* определяется из зависимости

,/п^г

7. ПОСТРОЕНИЕ ТЕОРЕТИЧЕСКИХ ГРАФИКОВ ФУНКЦИЙ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ СРОКОВ СЛУЖБЫ Fit) И ПЛОТНООТИ РАСПРВДЕИЕНИЯ f(t)

Вычисление теоретических значений функций f)t)* fit) црй~ водится в табличной форме. Статистический (упорядоченный) ряд разбивает^^^йнтервшш временц). Порядок вычислений праведен в примере дня крановых ходовых колес (см. таШгт^Ь^То ncwtyпенным значениям отроятся графики теоретических функций Fft> и

fit) .

8. ПРОВЕРКА ВЕРОЯТНОСТИ ПРИНЯТОГО ЗАКОНА Согласованность анелитического выражения функции растреДС ления Fit) со статистической функцией F*(t) проверяют по одному из математических Крите риев.

При проверке вероятности принятого закона со критерию Пир* сона весь диапазон изменения сроков службы рвэбиваетоя на раз-

Стр. 10 РТМ 24.090.22-76

ряда К (ом.приложен, табл. 3 и 5). По теоретической функции распределения определяется вероятность попадания в каждый раз-

№ 77₄ = AF_i = F_l

При этом p_t-F(t,)_t а р_к    .

Количество данных, которое теоретически должно попасть в каждый разряд

(16)

По таблицам распределения ЗС² др.определяется вероятность расхождения теоретического и статистического распределения при числе степеней свободы    .    Здесь    К    -    число

разрядов, a fi - чиоло параметров закона.

Предположение о законе распределения считается вероятным

при 7? 5- 0,2. При использования критерия Л^г число наблюдений mi ^гв отдельных разрядах должно быть не менее 10.

9. ОЦЕНКА ПАРАМЕТРОВ ЗАКОНОВ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ ГРАФОАНАЛИТИЧЕСКИМ МЕТОДОМ 9.1* Оценка параметров законов распределения графоаналитическим методом проводится на специальной вероятностной бумаге (для каждого закона распределения).

Построение графиков функция распределения описано в С Я .

9.2. Для оценки параметров закона распределения по оси абсцисс бумаги с вероятностной шкалой наносятся значения случайной величины Ь , по оои ординат значения статистической функции распределения

РТМ 24,090Л2»7§ ОтрДХ

Для нормального закона случайный аргумент предотавлан на вероятностной бумаге равномерной шкалой, для закона Бейбу лла -логарифшчеокей. Шкала функции распределения для нормального закона неравномерная. На ней откладываются квантили нормального распределения и.р- • ⁸ надписываются соответствующие значения функции распределения F(t) ,

Для закона Бейбу лла с функцией распределения при i^m~ tp , имеем F(tJ-    z    0,65.

Таким образом,величина параметра находится при значении t, ооответотвующем F{£)~&,65 , Параметр /nsA(£^jg , оде К * 1,16 представляет масштабный коэффициент для вероятностной бумаги, на которой выравнивался закон распределения сроков службы ходовых колес ,(см. пример). Вероятностная бумага для нор» мального закона построена аналогично. Параметр находится на пересечении прямой F(t) о горизонталью оо значением F£tJ-0,S. Параметр 6? определяется из условияts/n-б". Тогда

= <Ро (- 4)= /• <Р_о£0~ *-0,8V=0, /6,

Следовательно, значение параметра в* определяется по шкале времени £ вычитанием из величины rr>t , при F(t)*0,S ₍ величины t соответствующей F(tj~ 0*6

Определение графоаналитическим методом параметров закона распределения Бейбулла для крановых ходовых колес дано в примере. Этот метод приемлем для большинства практических задач. При требовании большей точности оценок применяют метод максимального правдоподобия. В примере дано сравнение оценок параметров,Полученных разными методами (табл.Бприложения).

10. ОЦЕНКА ПАРАМЕТРОВ ЗАКОНА ВЕЙБУЛЛА МЕТОДОМ МАКСИМАЛЬНОГО ПРАВДОПОДОБИЯ

IB.I. Функция максимального правдоподобия

I (t_ff t_z...    )    ~ Сп (f£t_t J_s (_i7)

РОТ 24.090.2 2~7« СасрДЗ

XI.2. При числе наблюдений сроков службы п> 20,ооглаоно центральной предельной теоремы,закон распределения суммы мате* магических ожиданий отдельных выборок, являющихся случайными величинами можно приближенно считать нормальным о характеристиками; математическим ожиданием М и диопероией К, fe»l.

11.3, Доверительные интервалы для математического ожидания М

м+Ьъ*]    (is)

Здесь М *- несмещенная и соотвятельяая оценка математического ожидания /? ^s М*[Т] = ^

1^4    * *

/7

М(М) г lii-~ - м    (20)

- принимаемая доверительная вероятность.

где pTfaj - функция. обратная функции Лапласа*

Значения этой функции /табулированы в Гб 1 * tja&fi - отклонение*

II.4* Величина определяет для нормального закона распределения число средних квадратических отклонений, которые надо отложить в ode стоооны от центра рассеивания для того* чтобы веррятнооть попадания в этот участок равнялось fi .

Среднее квадратическое отклонение

где2) - несмещенная и состоятельная оценка дисперсии

& ^г L - М *].    (22)

II.5. Распределение дисперсии сроков службы V , как случайной величины при га>20-зб также можно принять по нормальному закону.

йтр* 14 PM 24,090.22-76

Доверительные интервалы для дисперсии

#=($-    ;    $+*А^ез)-    ₍₂₃₎

Здесь такие <ts -Отклонение

Характеристики этого закона; ма тема типе окое ожидание

_    П'З

и диопероия J)lI>j~-7? л<п-о ^ ³ где - четвертый центральный момент случайной величины Т (срока олужбы).

При значительных по объему шборках можно принять (f!₄- (** м 2>-Э>.

Для нормального распределения

Для распределения сроков олужбы По закону Вейбулла

12. ВЕРОЯТНОСТЬ БЕЗОТКАЗНОЙ работы

ВЛГМеНТЙ.

12Л* Вероятность безотказной работы 'щвттжТи) в течение заданного времени i и вероятность fft) ее выхода из строя Предо та ваяют паяную группу несовместимых событий, для которых бправедлиш зависимость

P/tJ* f/t) = /-

Т2.2. Для нормального закона

, _(2в)

t~s»t

Функция (%) табулирована [IJ и др.

12.3. Для закона Вейбулла вероятность безотказной работы i-fl-expf- £*//= ехр{-    ₍₂₇₎

FBI 24.090.22-76 Стр.15

Для других законов распределения описание вероятноатя Сеаохкааной работы дано в (51 и др.

12.4.    Для статистических рядов ороков службы значения функции P(t) определяет для тех же значений интервалов ^7 ,

для которых вычислялись значения теоретических функций F(t)

Построение графика вероятности безотказной работа "Pit) дано в примере.

13. КВАНТИЛИ РАСПРЕДЕЛЕНИИ СРОКОВ СЛУЖБЫ

13.1.    Средние сроки службы иэнашивающихоя деталей крановых механизмов определяются как математические ожидания МШ случайной величины Т.

13.2. Гамма-процентные сроки службы деталей, при работе в тех же режимах, отвечающие гарантированным вероятностям 1» *0,6] ■р ~ 0,8 и-р в 0,9 можно определись графически по кривым безотказности работы Ра у?(t)

13.3.    Аналитически гамма-процентннёороки службы определяют оя, как квантили распределения случайной величины Т.

Под термином квантили, отвечающей заданному уровню вероятности -р понимают значение случайной величины т = ‘Ч>. при Крто-ром ункция распределения принимает значение равное р.

13*4* Для нормального закона

где Up - квантиль нормального распределения при * О и ■ I

Значения U.y> для принятой вероятности р табулированы В СВ]и др.

13.5.    Для закона Вейбудла квантили определяются из у ре вне* нйя, списывающего вероятность безотказной рзботпРа)-^рг решая его относительно времени t .

Срок службы при заданной вероятности -р

Стр. 16 РТМ 24.090.22-76

(28)

тр-[~е«р

Значения *Гр табулированы в С 51 при параметрах закона Бей-

булла m и а , где а ? t₀ .

14. ГАММА - ПРОЦЕНТНЫЕ РЕСУРСЫ

14.1.    При определении гамма-процентных ресурсов повышение интенсивности работа элементов крановых механизмов при их работе в режиме ВТ по сравнению с режимам Т, при одинаковом спектре нагружения, учитывается посредством временных коэффициентов */•,

К₀ и £ , значения которых приведена в нормированных режимах работа Госгортехнадзора.

14.2.    Расчетный ресурс работы(в часах)для режима Ti Tf * 87e0/fr*ef£*i « 8760.0,75.0,67.0,4 Т_гал * 1760

для режима ВТ

14.3, При определений гамма-процентных ресурсов крановых деталей, работающих в механизмах режима Т при вероятности безотказной работы 1> * 0,5; *р * 0,8 и"& « 0,9, вместо Т_кая подотав-ляют соответствующие значения квантилей сроков службы Т > при работе же в режиме ВТ вместо Т_кал подотавляют соответствующие значения квантилей сроков службы, умноженные не 0,5.

Определение гамма-процентных ресурсов для крановых ходовых колес< У см. в примере.

PTM 24.090,22-76 СтрД7

ПРИЛОЖЕНИЕ

ПРИМЕР ОПРБЩЕЛЕНИЯ ГАММА- ПРОЦЕКГНЫХ РЕСУРСОВ КРАНОВЫХ ХОДОВЫХ КОЛЕС С СОРЕШИЗИРОВАШИШ ОВОДАМИ

Эксплуатационные данные о сроках службы крановых ходовых

колес собирались на мостовых (крюковых,магнитных н грейферных

изготовленных на одном вавоие. кранах^проработавших до 5 лет ^в режимах Т и ВТ. Общее

количество рассмотренных ходовых колео кранов ГЬ - 760. Йз них был составлен упорядоченный ( в порядке возрастания сроков службы) статистический ряд, обработка которого дана в табл.1, В число подвергнутых наблюдению колео вошли только те,у которых изношенность рельсов и состояние подкрановых путей было удовлетворительное

I. Чиоловне характеристики распределения сроков службы:

-    оценка математического ожидания

-1Ц—--- 2,44г,

-    оценка дисперсии

-Оценка среднего кведратичвового отклонения

<3*f7j=    \[7,Гб = 1,12 гj

- оценка коэффициента вариации

6 f'T'J ^*12 л*

& *'■' = ^{e = 0,46} *

2. Установление закона распределения.

Исходя из положения, что сроки службы ходовых колес могут изменяться от ряда взаимно независимых факторов, влияние каждого из которых невелико по сравнению о остальными, вначале пред-

Стр. 18 PTM 24,090.22-76

полагаемою распределение может подчиняться нормальному закону, функция распределения нормального закона

~^-^}ыс *

Цде fb(2J - табулированная функция Лапласа для Z= ~q-— •

Параметры нормального закона распределения: математическое ожидание ^ и среднее квадратичеокое отклонение & .

При выявлении закона распределения, вместо значенийЛ^ и &С'Г7 , пользуемся их статистическими оценками /»/ v-&i* Определение теоретических значений функции распределения ороков службы ходовых колес кранов Ml, в предложения правильности нормального закона, дано в табл. 2 с учете*» тс го, что

/-ъ(г).

Затем была проверена согласованность аналитического выражения функции распределения со статистической F*(tJ с помощь» критерия Пирсона. Определение величины теоретического и статистического расхождения Д-£^г) ( см.раздел 8) дано в табл.З» Чиоло степеней свободы для нормального (дЕухпарвметриче-

скоро) распределения:

/**= Л”-/- 6~i‘St^s3.

По таблице распределения «К* /И7 определена вероятность согласования нормального закона со статистически'^определением. При ДваЬ^гя23,9? И Г*3 р* <7,00/.

Ввиду того, чтор *■ 0,2, предположение о нормальном рас-

О    *>

Пределении сроков службы ходовых колес Ml отвергается.

Статистические кривые функции распределения F*(t), асиы-

*)

метрични и хорошо аппроксипруютоя законом Вейбудяа.

иАнаяогячные исследования применительно к зубчатым колесам редукторов,зубчатым муфтам, тормозным нирван* и об- . кладкам приведены в ,

РУКОВОДЯЩИЙ ТЕХНИЧЕСКИЙ МАТЕРИАЛ

Письмом Министерства тяжелого и транспортного машиностроения от 9 февраля 1976 г Я ГС 002/1086 руководящий: материал утвержден в качестве рекомендуемого.

Настоящий РЖ устанавливает метод определения гамма-процентных ресурсов элементов крановых механизмов на основе эксплуатационной информации.

I. ОБЩИЕ ПОЛОЖЕНИЙ

1.1.    Гамма-процентиыЁ ресурс представляет наработку»в

течение которой элемент,работая в конкретном режиме эксплуатации, не достигнет предельного состояния,с заданной вероятностью гамма-процентов.

1.2.    Объектами наблюдения должны быть краны единой серии, при проектировании механизмов которых, для одинаковых элементов принимались одни и те же допускаемые напряжения и запасы прочности.

Преимущественно следует использовать в качестве объектов наблюдения краны, для которых известна величина нагрузки.

Режим работы кранового механизма, долговечность деталей которого изучается, должен быть подтвержден о Помощью секундомера, или счетчика ПВ и числа включений 4 • Следует так же установить машинное время работы изучаемого элемента в течение года и в течение суток.

Отр.2 РШ 24,090.22-76

Невыполнение выше приведенных условий приведет к тому, что анализироваться будет долговечность смешанных по основным признакам деталей. Распределение же смеси неоднородных элементов бущественно отлично от распределения одинаковых элементов.

1.3.    При определении гамма-процентных ресурсов исходят из планов наблюдений по[1].

Для наблюдений за сроками службы элементов крановых меха* низмов наиболее часто применяют планМ , u , Т, при котором под наблюдение поставлено Я элементов, за работой которых наблюдают до заданного времени Т.

При выходе из строя элементя заменяются новыми, однако наблюдение за ними более не ведется.

При неизвестном законе распределения сроков службы минимальное чиоло объектов наблюдений Л/ можно определить вепара-метрическим методом, изложенным в [I]. Задаются вероятностью безоотказиой работы ~р(i) = 0,5...0,9 и доверительной вероятностью JZ » 0,8...0,9 (см таблЛО.прилЛ в [I] ).

1.4.    Срок службы детали наиболее полно характеризуется функцией распределения вероятности

FftJ - р(Т± t)

Функция распределения задает вероятность того, кто случайная величина Т (срок службы) попадает в интервал от О до if ж При изменении tf от 0 до функция распределения возрастает от 0 до I.

(i)

1.5.    Зная функцию распределения можно перейти к плотности распределения j!(£}~ 1~'{, связанной с вероятностью того, что случайная величина примет значения где-то вблизи /.

Основные свойства плотности распределения:

//г^lJso    ftjctt * /

PTM 24.090.22-76 Стр.З

1,6. При наличии числа наблюдений п по орокам службы однотипных деталей,работающих при одинаковых режимах, значения статистической функции распределения определяются но частостям в интервалах jhfz    .

График статистической функции распределения долговечности

представляет полигон накопленных частостей.

Здесь mi -частота или число сроков олужбы в с -ом интервале времени , п - число всех наблюдаемых случаев рассматриваемой выборки из общей генеральнЬй совокупности деталей определенного типа, работающих при одинаковых режимах?

2. ПОСТРОЕНИЕ ГРАФИКОВ СТАТИСТИЧЕСКОЙ ФУНКЦИИ И ПЛОТНОСТИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ СРОКОВ СЛУЖБЫ

2.1.    Данные по орокам олужбы деталей представляются в виде упорядоченных статистических рядов в возрастающем порядке.

Весь диапазон изменений сроков службы разбивается на разряда, числом К, для каждого из которых подсчитывалось количество значений mi. Число разрядов К рекомендуется принимать 6-10, Длины разрядов назначают одинаковыми. Иногда для удобства построения полигона или гистограммы их принимают разными. Затем определяют частость/Ь¹ и накопленную частость, по значениям которой и строитсй график статистической функции распределения сроков службы как полигон накопленных частостей. Далее для каждого разряда записывается его длина li й определяются значения р-

При построении гистограммы по оси абсцисс откладывают длины разрядов, на которых строятся прямоугольники о высотой, равной значению функции для, соответствующего разряде.

3.    ОСНОВНЫЕ ЧИСЛОВЫЕ ХАРАКТЕРИСТИКИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ СРОКОВ СЛУЖБЫ

3.1,    Оценка математического ожидания случайной величины Т Сербка олужбы)

/т7=тг!

3.2. Оценка дисперсии!)/ Т1 характеризующей рассеивание случайной величины Т относительно ее математического ожидания и представляющей ее второй центральный момент

— -    //-/    y^7    *"’*    ~

Здесь и далее для упрощения обозначений/»£ = М[Т].

Под Центральным моментом порядка £ случайней величины Т понимают математическое ожидание $ -ой степени, соответствующей центрированной случайной величины    ^sJ_t

где центрированная случайная величина Т*= ”L -m_t.

3.3. Оценка среднего квадратического отклонения

₍₄₎

3.4.    Оценка иоэффициена вариации

.... вУП

& ~ МЧТ1    (    5    )

Коэффициент вариации служит для сравнения и оценки степени рассеивания в доляхor #[11 .

3.5.    Для вычисления числовых характеристик и построения графика функции F*(t)определяются середины принятых разрядов (Значения# ), а также значения t_t mi и t^zLmi, Обработка статистического ряда сроков службы крановых ходовых колес, работавших В режимах Т иВТ приведена в примере (табл.1 приложения). Там же приведены для них графики статистической функции распределения rftj и статистической плотности распределения ■}?*№)

( Черт. I в 2).

3.6.    Оценка скошенности статистическою распределения, т.е. его асимметрия

^й* ⁼    '    (    g    )

где fVj - статистическая оценка третьего центрального момента    Z    {#    ,    (7)

V? /I i

3.7.    Оценка эксцесса,характеризующего вершинность подъема графика плотности распределения по сравнению с нормальным распределением

(8)

рш 24.090.22-76 С?р. б

где £0* - статистическая оценка четвертого центрального момента

* Т. Iti-mtfinu    _Г9ч

К -     •    ^<9>

4. МОДЕЛИ ОТКАЗОВ ЭЛЕМЕНТОВ

4.1.    Перед предположением о подчиненности распределения долговечности детали тому или иному закону анализируется физическая картина процеооа разрушения детали {%)•

Для набора и обоснования математической модели, пооредотвом которой можно описать происходящие в детали разрушения, рассматривают причины отказов и влиявдие на них факторы.

4.2.    В чиоле причин отказов злементов крановых механизмов могут быть конструктивные и технологические дефекты, а также несоблюдение правил эксплуатации.

Причиной конструктивных дефектов обычно бывает неправильный учет действующий нагрузок, особенно в нестационарные периоды движения (пуск, торможение).

Отказы из-за технологических дефектов бывают вследствие отступления от установленной, технологии изготовления,из-за нарушения технических условий на изготовление и сборку, в результате плохого технического контроля или по вине материала, не соответствующего чертежу.

Возможны отказы крановых деталей и из-за нарушения правил, эксплуатации, краны тяжелого режима работы в ряде случаев нс» пользуются в режиме ВТ. Число включений 500-700 вместо 240 в час или ПВ « 60$ вместо ПВ » 40$ несомненно могут служить причиной отказов .

4.3. Нормальное распределение долговечности может иметь

Стр. 6 РТМ 24.090.22-76

место при однородности качества объектов и постоянной скорости износа. Этот вид распределения симметричен. Математическое окидание М[Т1 значительно превышает средне - квадратическое отклонение 6 [ТЗ . Dim нормальном законе коэффициент вариации У’ равен или менее 1/3 .

Наиболее вероятным можно считать подчинение нормальному распределению долговечности крановых канатов, являющихся изделиями крупно-серийного производства, технология изготовления которых и соответствие требуемым характеристикам находятся под жестким контролем. Можно с уверенностью предположить,что при работе каната происходит постепенное накопление повреждений его проволок.

4.4.    Логарифмически - нормальное распределение хорошо описывает время безотказной работы деталей, имеющих свойство

упрочняться на протяжении времени эксплуатации.

4.5.    Экспоненциальное распределение характеризуется постоянством интенсивности отказов ЛШ =    • Д*^{1 8ТОГО} вида

распределения характерно , что большая часть отказов происходит в начальный период работы, так как ему соответствует наибольшая плотность распределения ^(6) . Оно характерно для отказов, вызванных нарушением правил эксплуатации или браком изготовления.

4.6.    Дли описания долговечности элементов крановых механизмов наиболее правомерное распределение Вайбулла, так как для него характерно наличие нескольких причин отказов, действующих параллельно и большею чаотью не связанных мевд собой.

Йри рассмотрении распределения сроков службы деталей кра-

FM 24,090.22-76 отр, 7

новых механизмов этот закон попользуем в его двухпараметриче-* ской интерпретации, так как здесь обычно имеет место отноше-

у**

ние > fO . Здесь £ - время наступления первого отказа?'

И/ /»    у~^п

^а Т*-4 Z. t- - средний срок службы. Соотношение -jc < fQ обнч-

^Л i-t ‘    ^L<

но свойственно деталям массового производства с особо тщательно поставленным техническим контролем, например, подшипникам качения. В этом случае в распределении по закону Вейбудла должен учитываться параметр а , характеризующий начальный сдвиг функции распределения F(t) /41'<

5. ЗАКОНЫ РАСПРВДЕШЕНИЯ СРОКОВ СЛУЖБЫ 5.1. Предположение о законе распределения долговечности элементов крановых механизмов делается в следующем порядке:

-    отроятся графики статистической функции F *(£) а отатисТи ческой плотности $ “¹'⁷- ^ распределения и рассматривается Соответствие их вида основным законам распределения. Внвчале всецда предполагается нормальный закон, для которого табулированы значения большинства требующихся для расчетов функций;

■элементов,

-    анализируется физическая сторона отказШТГ делается предположение об их математической модели;

-    строятся на вероятностной бумаге, соответствующей предполагаемому вакону распределения,выпрямленные графики статистической функции распределения F^r(t) . Описание функции F*(t) во отмеченным точкам в Виде прямой подтверждает соответствие внбрйн-ного закона}

-    определяются параметры закона. При выявлении закона

распределения вместо значений оценок М(Т] *    и    €fCT'j

пользуются их статистическими оценками гп? и 61*

г    ^г

1

По плану наблюдения по Cll обозначено Ж,