CC BY
47
УДК 631.354 С.Н. Шуханов
ОБОСНОВАНИЕ ПАРАМЕТРОВ ПОРЦИОННОГО ЗЕРНОМЕТАТЕЛЯ С ПОМОЩЬЮ ПОЛНОФАКТОРНОГО ЭКСПЕРИМЕНТА
Дано обоснование параметров порционного зернометателя с помощью полнофакторного эксперимента.
Ключевые слова: полнофакторный эксперимент, обоснование параметров, порционный зерноме-татель.
S.N. Shukhanov
PORTIONED GRAIN-THROWER PARAMETER SUBSTANTIATION BY MEANS OF THE FULL-FACTOR EXPERIMENT
Portioned grain-thrower parameter substantiation by means of the full- factor experiment is given.
Key words: full-factor experiment, parameter substantiation, portioned grain-thrower.
Слабая оснащенность сельскохозяйственного производства высокоэффективными и производительными машинами, позволяющими совмещать предварительную очистку зернового вороха с его подсушкой и охлаждением, снижает темпы уборки, растягивает ее сроки и увеличивает биологические потери урожая. В этой связи остро стоит вопрос создания машин, отвечающих этим требованиям.
Классификация и анализ существующих машин [1] позволяют сделать вывод о том, что наиболее перспективны в этом плане порционные зернометатели. Для обоснования параметров которого [2] были проведены опыты с применением теории планирования эксперимента [3].
На эффективность очистки зерна от примесей при порционном метании влияют такие факторы, как угол метания (1_), угол наклона лопаток (а) и частота выбрасываемых порций или количество лопаток в лопастном барабане (п). Самым простым планом, обладающим ортогональностью любых столбцов независимых переменных, является план полного факторного эксперимента ПФЭ 2, в котором исследуемые параметры изменяются лишь на двух уровнях: верхнем и нижнем. Тогда план эксперимента будет иметь вид ПФЭ 2.
Уровни и интервалы варьирования факторов приведены в таблице 1.
Таблица 1
Уровни и интервалы варьирования факторов
Фактор Условное обозначение Код Уровень факто ра Интервал варьирования
-1 G +1
Угол метания, град L X1 15 3G 45 15
Угол наклона лопаток в барабане, град a X2 15 3G 45 15
Количество лопаток в барабане, шт. n X3 3 б 9 3
Матрица полнофактурного эксперимента представлена в таблице 2.
Таблица 2
Матрица полнофактурного эксперимента ПФЭ 2
Основные столбцы Вспомогательные столбцы Выход процесса
1 - - - + + + - 4,1 153, 1B,1 12,5
2 - + - - - + + 5B,5 59,1 59,2 5B,9
3 + - - - + - + 3G,4 32,B 33,1 32,1
4 + + - + - - - 93,2 94,4 94,7 94,1
5 - - + + - - + 7,B 12,9 13,2 11,3
б - + + - + - - 5B,G б7,7 6B,G б4,5
7 + - + - - + - 63,B 67,G бб,7 65,B
B + + + + + + + 99,5 99,7 99,5 99,5
17G
Вестник^КрасТАУ. 2010. № 11
На основании таблицы 2 расчетным путем определяем коэффициенты уравнения регрессии. Уравнение регрессии имеет следующий вид:
У= Ь0+Ь1Х1+Ь2Х2+Ь3Х3+Ь12Х1Х2+Ь23Х2Х3+Ь13Х1Х3+Ь123Х1Х2Х3. (1)
Статистическая обработка результатов исследований приведены в таблице 3.
Таблица 3
Статистическая обработка результатов исследований
п (У1- У) (У2- У) (У3- У) (У1- У )2 (У2- У )2 (У3- У )2 X (Уп-У )2 &(У)
1 8,39 2,81 5,59 70,39 7,89 31,24 109,52 54,760
2 0,46 0,19 0,29 0,21 0,03 0,08 0,32 0,160
3 1,71 0,73 0,99 2,92 0,53 0,98 4,43 2,215
4 0,91 0,32 0,61 0,82 0,10 0,37 1,29 0,645
5 3,50 1,64 1,88 12,25 2,68 3,53 18,46 9,230
6 6,54 3,15 3,41 42,77 9,92 11,62 64,31 32,155
7 2,02 1,16 0,88 4,08 1,34 0,77 6,19 3,095
8 0,03 0,12 0,08 0,00 0,01 0,00 0,01 0,005
Средняя для всего эксперимента оценка дисперсии воспроизводимости единичного результата при рассчитывается по формуле
^ ^ ^ ^ ^11 ОСЛА.
^2(ж) = ^=1*=1 ^------------------=------------^— = 12,78 . (2)
8*2
Средняя для всего эксперимента дисперсии воспроизводимости среднего значения выхода в каждой строке будет в т раз меньше дисперсии 82(У), т.е.
е2 5,2(ж) 12,78
Л (г) ----------- —-— - 4,26. (3)
/и 3
В соответствии с теоремой о дисперсии среднего значения выхода можно записать, что
52(44 = = ^Г = °’53 ’ 5<«> = °’73 ■ (4)
При 1 доверительная ошибка коэффициентов определяется по критерию Стьюдента
Х(Ы) = КР', л * =2,12* 0,73 = 1,55. (5)
Из всех коэффициентов незначимыми оказались
ЪХ2 = 1,06 < 1,55 .
Следовательно, дешифрованное уравнение регрессии будет иметь вид
Е= 54,9+18Я+24,4а+5,4п-2,7ап+4Лп-4,4Ьап. (6)
Проверка на адекватность.
Промежуточные расчеты представлены в таблице 4.
Таблица 4
Промежуточные расчеты
п Уп (^ - Уп) (У - У )2 \ п п'
1 12,46 11,43 1,06 1,12
2 58,93 57,87 1,06 1,12
3 32,11 31,05 1,06 1,12
4 94,11 93,05 1,06 1,12
5 11,30 10,24 1,06 1,12
6 64,54 63,48 1,06 1,12
7 65,82 64,76 1,06 1,12
8 99,53 98,47 1,06 1,12
N
ЕС» -7И> = 8,96.
N —
1(У”-У">2 8 96
Дисперсия неадекватности - —------:-----------------------------= —— = 4,58. (7)
Ы-Ы1 2
4 58
Критерий Фишера ^ = —— = —— = 1,07. (8)
■%> 4-26
При вероятности Р=0,95 /2=1 и /1=16, Гт=248,
Г=1,07 < Гг=248.
Значит, экспериментальные данные полученного уравнения регрессии (6) адекватны.
Из анализа уравнения (6) видно, что наибольшее влияние на эффективность очистки оказывает угол наклона лопатки лопастного барабана порционного метателя, затем угол метания, самое меньшее воздействие оказывают количество лопаток в данном барабане или частота выбрасываемых порций.
Оптимальная работа порционного зернометателя осуществляется при угле наклона лопаток лопастного барабана 450, угле метания 450 и количестве лопаток 9.
Таким образом, опытным путем обоснованы конструктивные и кинематические параметры зерномета-теля, найдена математическая модель эффективности очистки зерна от примесей.
и=\
Литература
1. Ханхасаев Г.Ф., Шуханов С.Н. Классификация зернометательных машин // Техника в с.х. - 2010. -№ 4.
2. Шуханов С.Н. Экспериментальное обоснование угла наклона лопаток метателя зерна // Аграрная наука. - 2010. - № 1.
3. Планирование эксперимента при поиске оптимальных условий / Ю.П. Адлер [и др.]. - М.: Наука, 1976.
