CC BY
24
8 1
7 6 5
х
8 4 о.
3
2 1
О -I------
О 2 4 6 в 10 12
Ь, см
Рис. 4. Змта величини максимального зусилля розколювання залежно вiд ширини взiрця Р = /(Ь) при кутi загострення леза 35°; 1 - розколювання звичайним клином; 2 - розколювання дископодiбним робочим органом
Рiзниця в максимальному зусилш розколювання при використанш рiз-них робочих оргашв е непостiйною i змшюеться в напрямку збшьшення iз збiльшенням кута загострення робочого органу, що пояснюеться збшьшен-ням опору деревини ди складово! зусилля розколювання, яка дiе в поперечному напрямку.
Лггература
1. Ашкенази Е.К. Анизотропия древесины и древесных материалов. - М.: Лесн. пром-сть, 1978. - 224 с.
2. Угольов Б.Н. Древесиноведение с основами лесного товароведения. - М.: Лесн. пром-сть, 1986. - 268 с.
3. Гороховский К.Ф., Лившиц Н.В. Машины и оборудование лесосечных и лесосклад-ских работ: Учебное пособие для вузов. - М.: Экология, 1991. - 528 с.
4. Ашкенази К.М., Залегаллер Б.Г. Машины и оборудование лесоразработок: Гослес-бумиздат, 1956. - 442 с.
5. Рахманов С.И., Гороховский К.Ф. Машины и оборудование лесоразработок". - М.: Лесн. пром-сть, 1967. - 532 с.
6. Сопотун А.И. Исследование усилий и напряжений в процессе раскалывания древесины: Автореф. дис. канд. техн. наук. - Львов, 1977. - 229 с.
7. Пижурин А.А., Розенблит М.С. Исследования процессов деревообработки. - М.: Лесн. пром-сть, 1984. - 232 с.
УДК 658.527.011.56 Доц. Р.Я. Оргховський, канд. техн. наук;
студ. 1.1. Лис - НЛТУ Украти, м. Льв1в
ДОСЛ1ДЖЕННЯ НАД1ЙНОСТ1 АВТОМАТИЗОВАНИХ ВИРОБНИЧИХ СИСТЕМ
Розглядаються питання застосування сучасних метод1в визначення надшносп устаткування для вир1шення завдань тдвищення ефективносп функцюнування авто-матизованих виробничих систем на тдприемствах люопромислового комплексу.
Assist. prof. R.Ya. Orikhovsky; stud. I.I. Lys - NUFWT of Ukraine, L'viv Research of the reliability of the automated manufacturing systems
The problems of usage of modern methods of definition of reliability of the equipment for the sanction of problems of increase of efficiency of operation of the automated manufacturing systems on firms of a timber industry complex are esteemed.
Працездатшсть автоматизовано1 виробничо1 системи (АВС) е складною KaTeropi^. Повна працездатшсть АВС означае, що функцюнують Bci 11 еле-менти, пiдсистeми, машини, агрегати i видаеться якiснa пpoдукцiя на Bcix ви-хiдних пoзицiях. Вiд показниюв нaдiйнoстi роботи тeхнoлoгiчних лiнiй зале-жить пpaцeздaтнiсть складних виробничих систем. Надшшсть виробничо! системи характеризуеться властивютю виконувати зaдaнi функцн, зберйаючи в чaсi значення встановлених показниюв у межах, що вщповщають заданим режимам i умовам використання, техшчного обслуговування, peмoнтiв, яюсно1 продукцн, що вiдпoвiдaе тeхнiчним умовам, у масштабах, обумовлених вироб-ничою програмою протягом всього тepмiну експлуатаци. Надшнютъ автома-тизованоИ виробничоН системи - комплексна властивють, яка охоплюе безвщ-мовшсть виробничо! системи в робот^ 11 peмoнтoздaтнiсть i дoвгoвiчнiсть [1].
Одним з важливих фaктopiв порушення заданих умов взаемодн мiж мехашзмами, iнстpумeнтaми i заготовками е не тшьки шкiдливi впливи на об-ладнання, що утворюються у процес його тривало! експлуатаци, але також цикшчна нeстaбiльнiсть пapaмeтpiв роботи, яка проявляеться з самого початку експлуатаци технолопчно1 лши. Тому трактування явищ нaдiйнoстi авто-матизованих виробничих систем (АВС) з позицш тшьки зношування i нагро-мадження пошкоджень е нeдoстaтнiм. У тeхнoлoгiчних лшях вiдмoви впли-вають на технолопчну нaдiйнiсть через випадковий характер poзмipiв i пев-них характеристик заготовок, пapaмeтpiв вepстaтiв та !х вузлiв, iнстpумeнтiв. Усi фактори, що спричинюють в тш чи iншiй мipi виникнення вiдмoв у робот тeхнoлoгiчних лiнiй пoдiляють на три окремих групи: систематичнi, цик-Mi4HO diw4i та монотонно diw4i фактори (рис. 1).
Систематичними факторами порушення заданих умов взаемодн мiж мехашзмами, заготовками та шструментами е таю, числoвi значення яких стaбiльнi в piзних пoслiдoвних peaлiзaцiях роботи машин. Бшьшють з них формуються у процес складання, налагодження i експлуатаци. У верстатах-автоматах i нашвавтоматах з програмним керуванням типовими систематичними похибками е похибки програм керування. Циклiчно diw4i (об^ов^ фактори у кожнш ре^зацй набувають випадкових значень у певному дiaпaзoнi !х poзпoдiлу. Цi фактори oбумoвлeнi нeстaбiльнiстю зoвнiшнiх умов, техно-лопчних i конструктивних пapaмeтpiв: poзмipiв i форми заготовок; фiзикo-хi-мiчних властивостей оброблюваних мaтepiaлiв; температури i вологост дов-кiлля; peжимiв обробки; температури i властивостей робочих piдин i гaзiв; початкових i кiнцeвих положень мeхaнiзмiв; кoeфiцiентa тертя; взаемного розташування конструктивних eлeмeнтiв; вiдтвopeння програм керування i т.д. Монотонно дiючi (необ^ов^ фактори характеризуються монотонною та oднoбiчнoю змшою сво1х числових значень у процес експлуатаци машин. Цей процес може зупинити людина або спещальш кoмпeнсуючi засоби. До
групи цих факторiв належать: зношення iнструменту, деталей i вузлiв; розре-гулювання механiзмiв i пристро!в; погiршення властивостей робочих рщин i газiв; припрацювання робочих поверхонь; старшня матерiалiв, конструкцiй, зниження !х стiйкостi; пiдвищення квалiфiкаци персоналу обслуговування; покращення оргашзаци обслуговування. Бшьшють цих факторiв обумовленi зовнiшнiми впливами на машину у процес 11 експлуатаци, впливом рiзних видiв енерги (мехашчно1, теплово!, хiмiчноl, електромагштно1).
Рис. 1. Фактори виникнення вiдмов у роботi автоматизованих виробничих систем
Для оцшки надшност автоматизованих лшш використовують наступ-нi показники надiйностi: параметр штенсивносп потоку вiдмов Л; функщя надiйностi Р(£); середне напрацювання на вщмову н термiн служби Ы; серед-нiй технiчний ресурс Я; гама-процентний ресурс; середнiй час вщновлення тв; iнтенсивнiсть вiдновлення и; коефщент готовностi КГ; коефiцiент технiчного використання КТ.
Показники надiйностi тiсно пов'язаш з показниками продуктивностi автоматизованих лшш. ВЫ вони разом характеризують працездатшсть автоматизованих лшш [2]. При цьому показники безвщмовносл та вщновлюва-ност належать до миттевих показниюв надiйностi й оцiнюють И рiвень у кон-кретнi моменти експлуатаци. Комплексними показниками надiйностi е коефь цiент готовностi Кг i коефщент технiчного використання Кт.
Коефщент готовност1 КГ - математичне сподiвання частини часу нормального функцюнування автоматизовано1 виробничо1 системи. Визна-чаеться вiн тривалютю безперебшно1 роботи i часом вщновлення (1). Витрати часу на вщновлення нормально: роботи устаткування збiльшують тривалють iнтервалiв i знижують iстотну продуктившсть верстатiв. Таким чином, у про-цесi функцiонування робочих машин спостер^аемо послiдовне чергування
двох рiзних перiодiв - перiоди безперебшно! роботи (час напрацювання 'н) i перiоди вiдновлення робочого стану машин (час вiдновлення 'в). Сшввщно-шення мiж цими параметрами визначае техшчний рiвень устаткування та ефективнiсть його використання у виробництвь
^ (1)
к Г =
'и +' В
Коефщент технiчного використання Кт — математичне сподiвання частини часу перебування лши у працездатному станi iз врахуванням трива-лост функцiонування i простоювань з причин виявлення та усунення вщмов, техшчного обслуговування i ремонтiв.
Iстотнi показники надшност визначають за даними фактичних спос-тережень i вимiрювань з 1х надежною математичною обробкою. Iстотнi спос-тереження i розрахунки ютотних показникiв надiйностi механiзмiв i пристроив в умовах експлуатацп доцшьно сумiщати з аналогiчними дослiдженнями продуктивност та стабiльностi. Стабiльнiсть функцiонування автоматизова-них виробничих систем характеризуеться параметром Ерланга К для штерва-лу випуску. Його величина обчислюеться за допомогою формули (2). Параметр Ерланга К для штервалу випуску залежить насамперед вiд параметра Ерланга тривалост циклу Кц i коефщента готовностi машини Кг. За допомогою формули (2) можна аналiзувати вплив на параметри iнтервалiв випуску не тшьки надiйностi машин, але й усiх iнших позациклових втрат, виклика-них як технiчними причинами, так i зовнiшнiми органiзацiйно-технiчними.
К1В =
'ЧВ
'
Ц
К 2
Г
В
ЧВ
—2
Бц + 'Ц
V К г
1
2 'Н-
'Ц
1
К2-
Г
К
+
2 'Н -1
Ц
'
Ц
(1 - Кг )2
-1
(2)
З метою шдтвердження достовiрностi отриманих аналггичних розв'яз-кiв та апробаци алгорштв моделювання тривалостi iнтервалiв випуску продукций ми провели кiбернетичний експеримент [3]. За спещально складеним алгоритмом i вiдповiдною програмою на персональнiй ЕОМ генерувались пе-рiоди безперебшно! роботи 'н та вiдновлення роботоздатност машин 'в i три-валост технологiчних операцiй 'ц з властивими 1м законами розподiлу. Три-валють часу напрацювання 'н i часу вщновлення 'в мають характер випадко-вих величин i розподiляються переважно за експоненщальним розподiлом, тому параметр Ерланга тут дорiвнюе одиницi. Сшввщношення середнiх зна-чень тривалостi часу напрацювання 'н i часу вщновлення 'в задаються коефи щентом готовностi Кг. Але останнiй нiяким чином не визначае i не обмежуе 1х абсолютних величин. Цi величини залежать вiд типу технологiчного об-ладнання, його стану, оргашзаци обслуговування, рiвня оргашзаци працi як основного, так i допомiжного персоналу та низки шших факторiв. Тому для зручност аналiзу та узагальнення результата експериментiв ми користува-лись вщносними величинами часу напрацювання 'н/'ц i часу вiдновлення 'в/'ц до середньо! тривалостi циклу. Вибiр дiапазону варiювання вхiдних
факторiв у юбернетичному експериментi обумовлюють !х реальш величини у деревообробному виробництвi. Тривалост технологiчних операцiй змшю-ються у досить широкому дiапазонi - вщ декiлькох секунд до декiлькох хви-лин i бiльше. 1х параметр Ерланга змшюеться вiд 1 до 100 i бшьше.
Отриманi результати iмiтацiйного моделювання для прогнозування на-дiйностi АВС однозначно пiдтверджують, що середне значення тривалостi ш-тервалiв випуску продукци визначаеться тiльки середньою величиною циклу машини i коефщентом ii готовностi. Водночас на дисперсда iнтервалiв випуску, окрiм коефщента готовностi, iстотно впливае тривалiсть як перюду безпе-ребшно! роботи технолопчного устаткування, так i часу вщновлення його пра-цездатностi (рис. 2). Тшьки для абсолютно надiйного устаткування (Кг = 1) дисперсiя iнтервалу випуску залишаеться на рiвнi дисперси циклу. Зменшення надiйностi устаткування призводить до сильного зростання дисперси Die. 1н-тенсивнiсть цього зростання шдвишуеться зi збiльшенням вщносно! величини часу вщновлення (te¡^) i вщносного часу напрацювання (tHjЦ) (рис. 2).
Рис. 2. Залежшсть дисперси Штервалу Рис. 3. Вплив часу напрацювання на випуску Б вiд надiйностi дисперсю штервалу випуску
технологiчного устаткування
Дещо шший характер залежностей спостер^аеться за постшно! величини коефщента готовностi, тобто за стабшьно! надiйностi машин (рис. 3). Величина дисперси штервалу випуску прямопропорцшна вщноснш величинi часу напрацювання незалежно вщ величини коефiцiента готовностi. Ця влас-тивiсть дае можливiсть порiвняно просто ощнювати дисперсiю iнтервалу ви-готовлення. Сильне зростання дисперси штервалу виготовлення iз знижен-ням надiйностi машин, по-своему, призводить до штенсивного зменшення параметра Ерланга (рис. 4 i 5). Особливо рiзко знижуеться параметр К iз зменшенням коефiцiента готовност (рис. 4). Це зниження бшьш помiрне за постшно! величини коефщента готовностi машини за збiльшення вщносно! тривалостi часу напрацювання, особливо для бшьш високих величин коефь щента готовностi (рис. 5, Кг = 0.95).
В окремих випадках мало! надшност машин i вщповщно! тривалост часу напрацювання i часу вщновлення дисперсiя iнтервалу виготовлення нас-тшьки зростае, що перевищуе квадрат його середньо! тривалостi (Д^ < Цв). Тодi параметр Ерланга опускаеться нижче критично! межi i стае меншим вщ одиницi (К < 1) (рис. 4, 5). Така тривалють штервалу виготовлення настшьки
видозмшюеться, що не вкладаеться у рамки моделi Ерланга. Це явище одна-ково проявляеться в аналiтичних залежностях i в результатах iмiтацiйного моделювання.
Рис. 4. Залежшсть параметра Рис. 5. Вплив mpuemocmi часу
Ерланга штервалу виготовлення eid напрацювання на параметр Ерланга коефЩента готовностi при постШнш надiйностi машини
Параметр стабшьност циклу Кц проявляе сильний вплив на допусти-му надштсть машини тшьки у дiапазонi вщ Кц = 1 до Кц = 2. Тут допустимi межi коефiцiента готовност досить високi (Кгд = 0.90...0.98). Забезпечити та-ку надiйнiсть в умовах деревообробного виробництва нелегко. Подальше зростання параметра стабшьност циклу Кц мало впливае на допустиму надшшсть машини. Тому важливе значення мае первинне впорядкування ста-бшьносл тривалост циклу.
Виконанi за допомогою iмiтацiйних моделей статистичнi дослiдження прогнозування надшност АВС з використанням персональних комп,ютерiв та аналiз лiтературних джерел, дають змогу сформулювати наступнi висновки:
• надштсть технологiчного обладнання створюе значний вплив на фактичну продуктивтсть та ефективнiсть автоматизованих виробничих систем у дере-вообробнiй галузi;
• комплексными показниками, як оцiнюють надштсть виробничого устатку-вання, технологiчних лшй е коефiцiент готовност та коефщент технiчного використання;
• отриманi результати статистичного моделювання однозначно тдтверджу-ють, що середне значення тривалост iнтервалiв випуску продукцн визна-чаеться величиною середнього значення часу технолопчно! операцй' i коефь щентом готовност верстату;
• на дисперсш iнтервалiв випуску, ^м коефiцiента готовности iстотно впливае як тривалють перiоду безввдмовно! роботи технолопчного устаткування, так i час вщновлення його працездатностi;
• зменшення надiйностi устаткування призводить до значного зростання дис-персн iнтервалiв випуску продукцн. Це зростання iнтенсифiкуеться iз збшь-шенням вщносно! величини часу вщновлення працездатностi верстату, а та-кож вiдносного часу безввдмовно! роботи верстату;
• значне зростання дисперси штервалу випуску iз зниженням надшност машин, призводить до штенсивного зменшення параметра Ерланга для штервалу випуску (коефщента стабiльностi). Особливо рiзко знижуеться коефiцiент стабiльностi обладнання iз зменшенням його коефiцiента готовности
• тдвищення надiйностi автоматизованих виробничих систем доцшьно прово-дити з використанням структурного резервування, розроблення схем компо-нування технологiчних лiнiй, структурно-параметрично1 оптимiзацiï.
Лггература
1. Дудюк Д.Л., Загвойська Л.Д., Максим1в В.М., Сорока Л.М. Елементи теорп авто-матичних лшш: Навч. поабник. - Кшв-Льв!в: 1ЗМН. - 1998. - 192 с.
2. Максим1в В.М. Моделювання процесiв функцюнування автоматизованих лiнiй дере-вообробки: Монографiя. - Львiв: УкрДЛТУ. - 1997. - 184 с.
3. Дудюк Д.Л., Максим1в В.М., Сорока Л.Я., Ор1ховський Р.Я. та in. 1мггацщне моделювання гнучких автоматизованих лшш у лiсовиробничому комплексi : Монографiя/ За ред. Дудюка Д. Л. - К: 1СДО, 1996. - 140 с._
УДК 66.047 Проф. Я.М. Ханик, д-р техн. наук; тж. О.В. Сташславчук;
доц. В.П. Дулеба, канд. техн. наук - НУ "Л.beiecbrn полшехшка"
К1НЕТИКА СУШ1ННЯ METATKTAHOBOÏ КИСЛОТИ (МТК)
У НЕРУХОМОМУ ШАР1
Наводяться результати розрахунюв кшетики сушшня пасти та вермiшелi МТК методом фшьтрацп теплоносiя через шар матерiалу, а саме: иоказниюв степенiв критерий подiбностi та коефщента пропорцiйностi у критерiальних рiвняннях, коефь цieнта масовiддачi та тепловiддачi для першого перiоду сушiння, швидкосп сушiння N, коефiцieнта сушiння К, вщносного коефiцieнта сушiння х, тривалосп першого та другого перiоду, а також часу сушшня дослщжуваними методами загалом.
Prof. Ya.M. Khanyk; eng. O. V. Stanislavchuk; assist. prof. V.P. Duleba-NU "L'vivs'kaPolitekhnika"
Kinetic of drying the metatitanium acid (MTA) in immobile layer
In entry presentation the result consideration kinetic of filtration drying paste and vermicelli MTA: indexes of degrees of criteria of similarity and coefficients of proportion in the criterion equations, coefficients of massdevotion and heat emission for the first period of drying, speeds of drying N, coefficients of drying K, relative coefficient of drying of X, durability of the first and second period, and also time of drying by the explored methods on the whole.
Постановка питання. В Укра1'ш е гостра проблема з енерговитрата-ми, вс зусилля скеровують на економда енергетичних ресурЫв, на впровад-ження нових енергозбер1гаючих технологш та високоефективного обладнан-ня. Пдрол1з МТК е енергоемною, тривалою в чаЫ, металоемною (необхщ-шсть використання великогабаритного обладнання, наявност лши пилоочис-ного обладнання тощо) та л1м1туючою стад1ею на юнуючих виробництвах двоокису титану шгментного. Тому актуальною стала необхщшсть зменшен-ня вологост МТК перед стад1ею пдрол1зу.
Аналiз останнiх джерел лiтератури. Вщом1 результати дослщжень фшьтрацшного сушшня матер1ал1в р1зно!" природи та структури [1-6], в результат! вивчення мехашзму сушшня яких були створеш математичш модел1 процесу зневоднення, спроектовано вщповщш сушильш агрегати. Одержат позитивт ефекти використання цього методу сушшня для дослщжених мате-
