CC BY
11
УДК 656.212.5:681.3
Д. М. КОЗАЧЕНКО, М. I. БЕРЕЗОВИЙ, Р. Г. КОРОБЙОВА (ДПТ)
ДОСЛ1ДЖЕННЯ ВПЛИВУ ПАРАМЕТР1В В1ДЧЕП1В ТА УМОВ IX СКОЧУВАННЯ НА ВЕЛИЧИНУ 1НТЕРВАЛ1В НА РОЗД1ЛОВИХ СТР1ЛКАХ
На п1дстав1 1м1тац1йного моделювання роботи прки побудовано статистичну модель штервалв м1ж вщчепами на роздшових стр1лках, видшет суттею фактори та проаналiзовано !х вплив на величину роздшових 1нтервал1в.
На основании имитационного моделирования работы горки построена статистическая модель интервалов между отцепами на разделительных стрелках, выделены существенные факторы и проанализировано их влияние на величину разделительных интервалов.
Based on imitation modelling of marshalling hump operation, there has been obtained a statistic model of intervals between cuts on the separating switches, determined the essential factors and analyzed their influence onto the size of the separating intervals.
Сортувальт прки е одними з основних спо-живачiв енергп на станщях. Тому проблема шдвищення ефективносп використання техшч-них засобiв сортувального комплексу е досить актуальною. У вщповщносп до [1] ощнка конс-трукцп сортувальних прок повинна виконува-тись на основi iмiтацiйного моделювання про-цесу розформування состав. Однiею i3 задач, що виникае шд час побудови тако! модел^ е розробка методики статистичного моделювання параметрiв состава та його вщчешв.
Для розв'язання цiеi задачi необидно визна-чити ступiнь впливу параметрiв вiдчепiв та умов !х скочування на величину iнтервалiв на роздшових стршках. З щею метою виконано серiю iмiта-цшних експериментiв по скочуванню груп з трьох вiдчепiв. Крайнiми вiдчепами групи при-йнятi розрахунковi дуже погаш бiгуни [1]. При цьому як вщгук обрано менший з iнтервалiв у першiй та другiй парах вщчетв
y = Ы(h, x) = min [5t1 (h, x),5t2 (h, x)] . (1)
Як фактори обрано кшьюсть n (Х1), тип R (x2 ) та вагову категорда q (x3 ) вагонiв сере-днього вiдчепу, номери роздiлових стршок С1 i у першш та другiй парах вiдчепiв (вщпов> дно x4, x5), швидкiсть виру v (x6 ), температуру пов^ря t (x7 ). У зв'язку зi складнiстю прко-
вих процешв отримати аналiтичну залежнiсть вщгуку вiд факторiв практично неможливо, тому як модель використано рiвняння регреси у формi лiнiйного полшому:
y (a, x ) = a0 + a1 x1 + ... anxn +
+an+1x1x2 +. + akxn-1xn ,
де a0 ...ak - коефщенти регреси, що визнача-ються за допомогою методiв планування експе-риментiв.
Iдентифiкацiя моделi виконана на n^craBi cepii екcпериментiв i3 застосуванням дробного
7_2
плану 2'"z [2]. Рiвнi варiювання факторiв наведено у табл. 1.
Таблиця 1
Фактори та piBHi ix вармовамия для отримання моделi iмтервалiв на роздшових стрiлкаx
Фактори Хi = _1 (ниж-нш ргвень) xi = 0 (основний ршень) xi = 1 (верх-нш р1вень)
xi ( n ) 1 2 3
Х2 (R ) цс - пв
Хз (q) Л С В
Х4 (CT1 ) 3 4,0 5
Х5 (CT2 ) 3 4,0 5
Х6 (V ) 0 +2,5 +5
Х7 (t) -10 +12,5 +35
Для визначення значень функци вiдгуку V = f (h, x) в окремих точках плану використано iмiтацiйну модель скочування вщчетв з пр-ки [3]. При цьому для врахування невизначено-ст iнфоpмацii при pеалiзацii pежимiв гальму-вання h = {h',h"} вага Qв та основний питомий
опip w0 вагонiв середнього вщчепу групи моде-лювались як випадковi величини, що залежать
вщ !х вагово! категорп У результат статис-тично! обробки ваги вагошв встановлено, що в межах вагових категорш Л, ЛС, С та СТ випад-кова величина Qв розподiлена за рiвномiрним законом. Вага вагошв важко! категори Т е ви-падковою величиною, значення яко! у окремо-му дослад може бути промодельовано за допо-могою виразу
^(т)= Qт + Qвп Ч , де Qт, Qвп - вiдповiдно тара та вантажотдйо-мнiсть вагона; - випадкова величина недован-
Таблиця 2
Залежшсть характеристик розподшу випадковоТ величини и^ вiд ваговоТ категорп вагона
Вагова категорш Д1апазон ваги вагона Математичне очжування, к0 Середне квадратичне в1дхилення, стк0 Коефщенти гама-розподшу
а Р
Л <28 1,75 0,67 6,76 3,86
ЛС 28... 44 1,54 0,59 6,82 4,43
С 44... 60 1,39 0,50 7,57 5,45
СТ 60.72 1,25 0,38 11,00 8,80
Т >72 1,23 0,35 12,46 10,13
таження вагона, що мае показниковий закон розподшу.
Вiдповiдно до [4] випадкова величина wg мае гамма-розподiл з параметрами а та р, що залежить вiд вагово! категори вагона q
р К )=ГЫ е~в№° ка— г (а) 0
Характеристики вирiвняних статистичних рядiв основного опору руху та параметри вщ-повiдних гамма-розподiлiв для окремих вагових категорiй вагонiв наведет в табл. 2.
Щц час визначення режимiв гальмування ви-користовувався наступний метод iнтервального регулювання швидкосп скочування вiцчепiв. На попередньому еташ виконувалось еталонне скочування групи вiцчепiв у якому вага i основний питомий опiр середнього вщчепа були прийнятi рiвними !х математичним очiкуванням.
За допомогою методики, викладено! в [5],
при цих умовах визначався режим к*, який за-безпечуе максимальне значення (1). Для знай-деного режиму к* фшсувались швидкостi входу у*вх та виходу V* вих середнього вщчепа з
гальмiвних позицiй. Далi виконувалась серiя з 300 скочувань при випадкових значеннях Qв та К . Режими гальмування к у кожному дослад вибирались iз умови забезпечення швидкостi виходу вщчешв з гальмiвних позицiй рiвними
V■ = V- + V- — V-
г,вих г,вих г,вх г,вх •
При подiбному пiдходi значення iнтервалу (1) е випадковою величиною. Приклад гiстограми випадково! величини 5^ наведено на рис. 1.
У результат статистичного аналiзу встановлено, що у окремому дослад значення випадково! величини 5t може бути промодельоване за допомогою виразу
5t = 5^—в,
де 5t * - величина iнтервалу у еталонному ско-чуваннi; в - випадкова величина, що мае гамма-розподш. 6 ,
5 .
4 . 3 .
2 . 1 .
0
3,07
3,16 3,25 3,34 3,43 3,52 3,61 5t, С
Рис. 1. Пстограма розпод1лу випадково! величини штервалу на роздшових стршах
У зв'язку з тим, що величина 5t е випадковою для визначення вщгуку (1) використовува-лось значення нижньо! межi довiрчого штерва-лу з заданим рiвнем достовiрностi Р = 0,95 .
У результат обробки даних iмiтацiйних експериментiв отримано наступну модель величини iнтервалiв на роздiлових стрiлках:
у = 6,98 + 2,3 8х1 + 0,32 х2 + 0,24 х3 + 0,11х4 —
0,32х5 + 0,14х1 х2 — 0,35х4х5. (2)
Анатз коефщенпв моделi (2) показуе, що основний вплив на величину штерватв на стрь лках справляе фактор х1 (кiлькiсть вагонiв у вiдчепi). Для визначення причин цього впливу розглянемо вираз для визначення величини ш-тервалiв на роздiлових стршках
^г—1 = —1 + tг (сг—1) — Тг—1 (сг—1),
^г = t0,г + Ь+1 (сг ) — тг (сг )
де t0 г—1, ^ г - початковi штервали на вершинi гiрки мiж вщчепами состава вiдповiдно (г — 1) -м и г-м, а також г-м и (г +1) -м; t(с) - час скочу-вання вiд моменту вщриву до моменту заняття iзольованоl дiлянки (1Д) роздшово! стрiлки с; т(с) - те ж, до моменту звшьнення 1Д роздшово! стрiлки с.
Початковi iнтервали на вершинi гiрки в ко-жнш парi вiдчепiв можуть бути визначеш за допомогою виразу
^ =((1 + 5 — ^ )/vр
(3)
1
2
3
4
5
Рис. 2. Графж залежносл величини штервал1в 5t ввд юлькосл вагошв у середньому ввдчеш розрахунково! групи
З довжиною вщчепа пов'язаний також i до-сить значний вплив фактору х2 (тип вагона) i вза-емодп факг^в х1 та х2 . У дослiдах, де довжина вагошв була прийнята однаковою, коефiцiенти при цих факторах ставали незначущими.
Вплив фактора х3 (вагова категорiя вщчепу) пов'язаний з двома основними причинами.
По перше, збшьшення ваги вщчепу, а вщповь дно i покращення його ходових якостей, сприяе полiпшенню умов керування швидкiстю його скочування за допомогою гальмiвних позицiй. Для шюстрацп на рис. 3, а показано залежнють iнтервалiв на стршках вщ ваги середнього вщ-чепу в групi при вiдомих його параметрах.
По друге, збшьшення вагово! категорп вщче-пу покращуе прогнозовашсть його ходових характеристик за рахунок зменшення величини сК0 (див. табл. 2) i зменшення вщносно! величини похибки (Qв — Qв)/ Qв при моделюваннi його ваги. Результатом цього е зменшення похибки при реалiзацi! режишв гальмування. На рис. 3, б показано залежнють iнтервалiв на стршках вщ ваги середнього вщчепу з урахуванням випацковостi його параметрiв.
де /1 - довжина першого вщчепа в парц 51, -координата вщриву першого та другого вщчепа в парц vр - швидкють розпуску состава.
Враховуючи характер функцп (3) та те, що значення координат 51, та 5*2 прямо пропор-цiйнi до довжини вiдповiдних вiдчепiв збшь-шення довжини середнього вщчепа в розрахун-ковш групi призводить до збiльшення штерва-лiв to г—1, , а значить i iнтервалiв 5tг_l та 5ti .
Для шюстрацп на рис. 2 наведено графш залежносл величини iнтервалiв на роздiлових стрiлках С1 = 3 та С2 = 5 .
5/, с 16 14 12 10 8 6 4 2
а)
с1=5; с2=3
5(, с
С1=3; С2=5
с1=3; с2=3
с1=5; с2=5
б)
20
40
60
Qв, т
5?,
6
с1=5; с2=3 ____
с1=3; с2=3 с1=3 ; с2=5
\ С1=5 ; с2=5
20
40
60
Qв, т
Рис. 3. Граф1ки залежносл величини штервал1в вщ ваги вщчепу:
а - при вщомих параметрах вщчепа; б - при випадкових параметрах в1дчепа
6
5
4
3
с
5
4
3
п, ваг
Значний вплив на величину штервалу 5/ здшснюють фактори Х4 та Х5 (номери роздшо-вих стрiлок в першш та другiй парах) та !х вза-eмодiя. Як показали результати додаткових екс-периментiв залежнють 5/ (ст1; с2 ) суттево нел> нiйна (рис. 4).
а)
— 15/, с
I /7
^ 5
^Г / / 3
5
2
/5/, с 7
5
3
2 5
5 2
Рис. 4 Вплив роздшових стршок у першш та другш парах ст1 та ст2 на величину штервалу 5/:
а) при вщомих параметрах вщчепа; б) при випадкових параметрах в1дчепа
На рис. 4, а показано вплив роздшових стрь лок С1 та с2 у першiй та другш парах групи ДП-ДХ-ДП на величину штервалу 5/ при вь домих параметрах середнього вiдчепу в груш, а на рис. 4, б - при випадкових.
Аналiз отриманих залежностей 5/(с1,с2)
показуе, що збшьшення вiдстанi мiж роздшо-вими стрiлками призводить до збшьшення ве-
личини iнтервалу 5/; кращi умови роздiлення вщчетв створюються у тих парах, де С1 >С2; умови роздшення на останнiх стрiлках стршоч-но! зони погiршуються через неточнiсть реал> зацп режимiв гальмування.
У цшому отриманi результати показують, що залежнють 5/(с1,с2) мае значно складшший
характер, нiж прийнята в [6] для вибору спещаль зацл сортувальних колiй, де пари вщчетв роз-глядаються iзольовано i вважаеться, що умови роздiлення вiдчепiв покращуються при зменшен-нi номера стршки !х роздiлення.
Таким чином, в результат виконаних експе-риментiв можна зробити такi висновки:
1. Основним фактором, що впливае на величину iнтервалiв на роздшових стршках е до-вжина вщчепу. Вплив цього фактору переви-щуе сумарний вплив вшх iнших факторiв i тому його необхiдно обов'язково враховувати при розробщ систем автоматизованого керування процесом розформування составiв на прках;
2. Суттевий вплив на величину роздшових iнтервалiв здiйснюе спiввiдношення стршок роздшення у сумiжних парах вщчетв, що вказуе на необхщнють врахування цього фактору при ви-борi спецiалiзацil колiй сортувальних парив.
Б1БЛЮГРАФ1ЧНИЙ СПИСОК
1. Правила и нормы проектирования сортировочных устройств на железных дорогах Союза ССР. ВСН 207-89. - М.: Транспорт, 1992. - 104 с.
2. Хартман К. Планирование эксперимента в исследовании технологических процессов / К. Хартман, Э. Лецкий, В. Шефер. - М.: Мир, 1977. - 552 с.
3. Бобровский В. И. Моделирование автоматизированных сортировочных горок // Информационно-управляющие системы на железнодорожном транспорте. - 1996. - № 3, 4. - С. 83-84.
4. Муха Ю. А. Пособие по применению правил и норм проектирования сортировочных устройств // Ю. А. Муха, Л. Б. Тишков, В. П. Шей-кин и др. - М.: Транспорт, 1994. - 220 с.
5. Бобровский В. И. Математическая модель для оптимизации интервального регулирования скорости отцепов на горках / В. И. Бобровский, Д. Н. Козаченко // 1нформацшно-керуюч1 системи на зал1зничному транспорт! - 2003. - № 3. - С. 3-8.
6. А. А. Явна. Совершенствование процедуры выбора специализации путей подгорочного парка сортировочной станции / А. А. Явна, Н. Н. Нов-городов, Л. В. Пальчик, Е. Г. Шепилова // Вестник ВНИИЖТ. 1996. - С. 22-28.
Надшшла до редколегн 22.05.2006.
