CC BY
57
ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ КСТНИК N*2 (90) 2010
УДК 625.76.08:621.432.3
В. И. ИВАНОВ А. Н. ЧЕБОКСАРОВ
Сибирская автомобильно-дорожная академия, г. Омск
ОБОСНОВАНИЕ ТРЕБОВАНИЙ К СРЕДСТВАМ ДИАГНОСТИРОВАНИЯ ДВИГАТЕЛЕЙ ДОРОЖНО СТРОИТЕЛЬНЫХ МАШИН С УЧЕТОМ ИХ ВОЗМОЖНОЙ МОДЕРНИЗАЦИИ_______________________________________________
При эксплуатации сложных технологических машин и комплексов в дорожном строительстве, в том числе при диагностировании дорожно-строительных машин (ДСМ), человек и машина объединяются в единую систему. Система технического диагностирования машин (СТД) представляет собой совокупность средств, методов и объектов диагностирования, а также исполнителей (машиниста, мастера-ремонтника, оператора), осуществляющих диагностические операции. Работоспособность и надежность СТД в значительной степени зависят от показателей надежности оператора, от приспособленности машины к взаимодействию с оператором, точности и достоверности средств диагностирования. Соответственно, разработка методик достоверной оценки технического состояния агрегатов и узлов технологических машин и комплексов с учетом надежности оператора представляет собой важную задачу.
Ключевые слова: диагностирование, надежность, оператор, точность, функция распределения.
Основными показателями качества системы технического диагностирования являются точность и достоверность получаемых результатов, от которых зависит объективность оценки технического состояния. а также периодичность контрольных проверок, трудоемкость ТО и ремонта и, следовательно, эксплуатационные затраты, в том числе на техническое диагностирование.
В качестве меры точности средства измерения диагностического параметра используют показатель, называемый погрешностью, который представляет собой отклонение результата измерения от истинного значения измеряемой величины.
Общая ошибка измерений 5М представляет собой алгобраическую сумму случайной ошибки 8^ и систематической ошибки б____
6_ — 6... + 6,
(1)
а
ИИ
Систематическая погрешность — составляющая погрешности измерения, остается постоянной или закономерно изменяется при повторных измерениях одной и той же величины. Для исключения систематической погрешности наибольшее распространение в практике получил метод поправок.
Случайная составляющая погрешности при повторных измерениях одной и гой же величины изменяется случайным образом. Обычно она является следствием одновременного действия многих независимых причин, каждая из которых в отдельности мало влияет на результат измерения. Случайные погрешности не могут быть исключены из результа та измерения, но теория вероятности и математическая статистика позволяют оценить достоверность результата измерения при их наличии. Случайные погрешности рассматриваются как случайные величины, подчиня-ющиеся некоторому закону распре-
деления, который не всегда может быть нормальным.
Как правило, диагностирование осуществляется с использованием не одного, а нескольких приборов, комплексов. Так, например, при диагностировании цилиндропоршневой группы (ЦПГ) и определении остаточного ресурса двигателя могут использоваться два прибора, один для измерения расхода картерных газов (КИ-13671), а второй для измерения частоты вращения коленчатого вала (ИМД-ЦМ).
Процесс технического диагностирования при оценке состояния ЦП Г и определение остаточного ресурса двигателя с использованием приборов КИ-13671 и ИМД-ЦМ можно разделить на подготовительный этап (подготовка объекта и средств диагностирования к измерениям, калибровка ИМД-ЦМ), основной этап (измерения параметров) и заключительный этап (оценка состояния ЦПГ, определение остаточного ресурса двигателя по измеренным значениям расхода картерных газов).
О. гУмин
Рис. 1. Графики зависимости расхода картерных газов от частоты вращения коленчатого вала дизельного двигателя мощностью 37 кВт (Д-37Е): I - зависимость расхода картерных газов от частоты вращения коленчатого вала двигателя при его прогреве до эксплуатационного теплового состояния (I этап); 2 - зависимость расхода картерных газов от частоты вращения коленчатого вала двигателя при его эксплуатационном тепловом состоянии (II этап)
погрешностей от измеряемых значений частоты вращения коленчатого вала: I - зависимость относительной погрешности 6п=Г|пв); 2 - зависимость абсолютной погрешности Дп=Пп1
Рис. 3. Условные вероятностные функции распределения калибровочных значений частоты вращения коленчатого вала п,А дизельного двигателя Д-37Е: 1 - идеальный оператор; 2 - неквалифицированный оператор
Рис. 4. Условные вероятностные функции распределения измеренных значений частоты вращения коленчатого вала п," дизельного двигателя Д-37Е:
I - идеальный оператор; 2 - неквалифицированный оператор
В статье [ 11 представлена методика и выполнено обоснование необходимого числа измерений ресурсного параметра—расхода картерных газов, с использованием прибора КИ-13671 (рис. 1). Из рис. 1 видно, что измеренная величина расхода картерных газов зависит от частоты вращения коленчатого вала двигателя. Необходимая достоверность диагностирования по ресурсному параметру с использованием расходомера КИ-13671 может обеспечиваться при числе измерений не менее 20 в серии, для 10 % уровня надежнос ти (<х = 0,90), и — 28 измерений в серии, для 5 % уровня надежности (а = 0,95). Согласно |2| число измерений должно составлять — 3, а в соответствии с 13] — измерения должны проводиться при номинальных параметрах (на разодетом ДВС при номинальной частоте вращения коленчатого вала). Сокращение числа измерений в серии при принятой надежности может быть обеспечено за счет измерения расхода картерных газов при меньшей частоте вращения коленчатого вала. При этом необходимо измеренное значение умножать на корректирующий коэффициент для приведения условий диагностирования к номинальным.
Работоспособность и надежность ТСД в значительной степени зависит от квалификации и психо-
•Рис. 5. Условные вероятностные функции распределения измеренных значений расхода картерных газов я, двигателя Д-Э7Е: I - идеальный оператор; 2 - неквалифицированный оператор
физиологических особенностей опера1тора-диагноста. Надежность оператора - психологическая характеристика человека, за счет которой обеспечивается работоспособность регулируемой им системы «человек — машина» в диапазоне различных условий ее существования. Для особо ответственных составных частей, устранение отказа которых требует больших издержек, а также для сопряжений, влияющих на безопасность работы машины, надежность, в том числе и для систем диагностирования может быть принята 0,95 и более. Для менее ответственных деталей, для систем диагностирования среднего уровня, надежность целесообразно принимать в пределах от 0,95 до 0,60, для малоответственных деталей, для систем диагностирования низкого уровня — от 0,60 до 0,30.
Надежность оператора, средства диагностирования и ТСД в целом могут определяться вероятностными функциями распределения измеряемого параметра как случайной величины.
В соответствии с метрологическими характеристиками относительную погрешность прибора ИМД-ЦМ 5И при измерении частоты вращения коленчатого вала определяется но следующей зависимости |4|
бп=±
1,5 + 0,0545*—^
12)
где пк — конечное значение диапазона измерения частоты вращения коленчатого вала, пл = 5000 мин'1; пи - измеряемое значение частоты вращения коленчатого вала, мин'1.
Абсолютную погрешность Дп можно определить по формуле
л 5п
Ап = — • п н . (3)
100 и
На рис. 2 представлены зависимости относительной и абсолютной погрешностей от значений измеряемой величины частоты вращения коленчатого вала прибором ИМД-ЦМ.
Принимая нормальным закон распределения измеряемых значений частоты вращения коленчатого вала двигателя прибором ИМД-ЦМ, можно считать, что интервал значений (пи*Дп) соответствует бст. Отсюда для нормального закона распределения получим соответствующие параметры: математические ожидания т{п,м) = пи, ДдИ
срелиеквадратические отклонения а = —— (табл. 1).
В условиях измерений параметра — частота вращения коленчатого вала двигателя прибором ИМД-ЦМ оператор допускает ошибки при его настройке. Как показали выполненные исследования, оператор с самым низким уровнем надежности (настройка ИМД-ЦМ после показа) подготавливает прибор к работе с ошибками, которые характеризуются пара-
ид
ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ МСТНИК М 2 (90) 2010
МИС И МАШИНОКДСИИС ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ КСТНИК * 2 (90) 2010
Статистические параметры и абсолютные погрешности распределения измерений частоты вращения коленчатого пала двигателя прибором ИМД-ЦМ
Параметры Значения параметров
без учета ошибок настройки (идеальный оператор) с учетом ошибок настройки прибора неквалифицированным оператором
Математическое ожидание измеренных значений частоты вращения коленчатого вала т(п"), мин'1 1800 1795
Среднеквадра-тическое отклонение частоты вращения а, мин'1 7,1 11.7
Абсолютная погрешность Ап", мин1 21,2 35,1
Закон распределения норм. норм.
метрами, представленными в табл. 2. Исследования выполнены для численности обучаемых правилам пользования прибором ИМД-ЦМ — 37 человек. В выполненном исследовании проверялось соответствие распределений калибровочных значений нормальному закону.
На рис. 3 представлены вероятностные функции распределения калибровочных значений частоты вращения коленчатою вала п * для идеального оператора и неквалифицированного оператора.
На рис. 4 представлены вероятностные функции распределения измеренных значений частоты вращения коленчатого вала двигателя п" для идеального оператора и неквалифицированного оператора.
Следует отметить, что в параметрах, которые характеризуют ошибки измерения частоты вращения коленчатого вала 1800 мин1, учтены ошибки калибровки прибора ИМД-ЦМ при его настройке.
Для измеренных значений расхода картерных газов (II этап) также определены соответствующие параметры распределения (табл. 3). Таким образом, для известных параметров ма тематического ожидания и среднеквадратического отклонения могут бы гь определены соответствующие вероятностные функции распределения измеряемых значений расхода картерных газов.
На рис. 5 представлены вероятностные функции распределения измеренных значений расхода картерных газов ц, при частоте вращения коленчатого вала двигателя 1815 мин 1 для идеального оператора и неквалифицированного оператора.
Функции распределения РДп,"), Р,(я,) являются условными, поскольку они характеризуют условные 1 вероятности не совместных друг с другом событий. | Соответственно, вероятность некоторого события В может наступать только при условии появления К 1^:1 одного из событий А,. Тогда вероятность события
Статистические параметры распределения калибровочных значений частоты вращения прибором ИМД-ЦМ
Параметры Значения параметров
идеальный оператор неквали- фициро- ванный оператор
Математическое ожидание калибровочных значений т(п,х) 1387 1383,5
Среднеквадратическое отклонение а 0,7 1.5
Закон распределения норм. норм.
В по формуле полной вероятности равна сумме произведений вероятностей каждого из событий А, на соответствующую условную вероятность события В [5|
КВ)=ХР(А,)Р(В|А,). ,4)
1-1
где Р(ВА,) —условная вероятность события В при условии события А,.
С учетом уровня надежности системы оператор
— прибор ИМД-ЦМ вероятностную функцию распределения измеренного значения частоты вращения коленчатого вала можно определить по формуле
Рт(п,“) = Р”(п1“)Р,(п,") + Р,,(п,”)1|-Рг(п,")[ 15)
где Р^п") — вероятностная функция распределения измеренных значений частоты вращения п,и в случае идеального оператора; Р"(п") — вероятностная функция распределения измеренных значений частоты вращения п" в случае неквалифицирован-нопэопераггора; Р^п,") — надежность ТСДР^п,") =0,3—0,95.
На рис. 6 представлены вероятностные функции распределения случайной величины — измеряемых значений частоты вращения коленчатого вала двигателя п" при измерении частоты вращения коленчатого вала двигателя прибором ИМД-ЦМ (надежности системы оператор - прибор ИМД-ЦМ 0,95; 0,6; 0,3).
На рис. 7 представлены вероятностные функции распределения случайной величины — измеренных значений расхода картерных газов прибором КИ-13671 (надежность системы оператор — прибор КИ-13671 0,95; 0,6; 0,3).
Как видно из рис. 6, 7, полученные вероятностные функции распределения не подчиняются нормаль-
Рнс. б. Вероятностные функции распределения измеряемых значений частоты вращения коленчатого вала п," двигателя Д-37Е: 1 - надежность 0,95; 2 - надежность 0,6;
3 - надежность 0,3
Статистнчсскнс параметры распределения намеряемых значений расхода картерных газов (РКГ) прибором КИ-13671
Параметры Значения параметров
идеальный оператор неквалифи- цированный оператор
Устанавливаемая в испытаниях частота вращения коленчатого вала двигателя п„, мин'1 1815 1815
Математическое ожидание РКГ т(я,). л/мин 77,5
Средиеквадратич еское отклонение, л/мин 0,8 16,6
Разброс значений РКГ -с|„ л/мин 2,5 49,8
Закон распределения норм. норм.
ш'
Рис. 9. Зависимость разброса измеренных значений частоты вращения коленчатого вала двигателя Д-37Е от принятой надежности системы диагностирования
К», п/ши
Рис. 10. Зависимость разброса измереных значений расхода картерных газов двигателя Д-37Е от принятой надежности оператора
Рнс. 7. Вероятностные функции распределения случайной величины расхода картерных газов я, двигателя Д-37Е:
1 - надежность 0,95; 2 - надежность 0,6; 3 - надежность 0,3 от принятой надежности
гп(п ■)
Рис. 8. Зависимость математических ожиданий измеренных значений частоты вращения коленчатого вала двигателя Д-37Е от принятой надежности системы диагностирования
ному закону. Используя эти функции, можно определить математические ожидания и разбросы значений для принятой надежности системы диагностирования (рис. 8,9,10).
Предложенная методика позволяет обоснованно пред ьявлять требования к средствам диашосгирования, учитывая их конструктивные недостатки и оценивать целесообразность возможной их модернизации.
Например, расходомер КИ-13671 имеет следующие основные недостатки, которые влияют на точность измерений:
— диапазон измерений прибора (30-260 л/мин), что не позволяет диагностировать бензиновые ДВС но параметрам расхода газов в системах с принудительной вентиляцией картера (4-6 л/мин) и дизельные ДВС большой мощности (более 180 кВт), расход картерных газов у которых превышает 260 л/мин;
Электронный блок регистрации параметром
Рис. 11. Структурная схема электронного блока регистрации параметров
— погрешность при измерении составляет цену деления шкалы, что соответствует5 л/мин. С учетом диапазона предельных значений (30-260 л/мин) погрешность при однократном измерении изменяется в пределах от 16,7 до 1,9 %. Такая погрешность неприемлема для оценки ресурсных параметров ДВС;
— для обеспечения достоверности измерений требуется проведение большого числа измерений, что приводит к большой трудоемкости диагностирования. Время одного измерения может составлять до 20 с, в серии из трех измерений до 1,5 минут.
Существенно повысить достоверность диагностирования позволяет прибор [б), погрешность которого при однократном измерении изменяется в пределах от 4,1 % до 0,5 %, что значительно меньше, чем у прибора КИ-13671.
Дальнейшим совершенствованием прибора может быть прибор, который позволяет одновременно измерять и обрабатывать результаты измерений расхода картерных газов. На рис. 11 приведена структур-ная схема электронного блока регистрации параметров (ЭБРП) для такого прибора, который состоит из стандартных элементов: микропроцессора (МП), клавиатуры (К), измерительного многоканального устройства (ИМУ), центрального управляющего устройства (ЦУУ), источника питания (ИП), цифрового табло (ЦТ).
дтд
ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ МОНИК N1 2 <90) 2010 МАШИНОСТРОЕНИЕ И МАШИНОВЕДЕНИЕ
1ЕНИЕ И МАШИНОВЕДЕНИЕ ОМСКИЙ НАУЧНЫЙ ВЕСТНИК W 7 (901 20Ю
Библиографический список
1. Иванов, В. И. Обоснование требований к числу измерений диагностического параметра при ресурсном диагностировании ДВС дорожно-строительных машин |Текст| / В. И. Иванов, А. Н. Чебоксаров // Материалы 62-й научно-технической конференции СибАДИ. — 2008. Кн. I. — С. 144 — 152.
2. Вельских, В. И. Справочпик по техническому обслуживанию и диагностированию тракторов [Текст| / В. И. Вельских. — 3-е изд., перераб. и доп. — М.: Россельхозизддт, 1986.-399 с.
3. Технологическое руководство но контролю и регулировке дымности отработавших газов дизелей тракторов, комбайнов, дирожно-сгроителыюй и автотранспортной техники в условиях эксплуатации (Текст). — М.: ГОСНИТИ.1998. — 99 с.
4 Устройство измерительное ИМД-ЦМ (Текст): 2.781.802 ТО. - М.: ГОСНИТИ, 1990. - 85 с.
5. Ветцель, Е.С. Теория вероятностей (Текст) / Е.С. Ветцель. — М.:Наука. 1969. - 576с.
6. Пат. 2347195 Российская федерация, МПК7С 0 Р 1 /336, С 01 М 15/02/ Дроссельный расходомер (Текст) / В. И. Иванов, Р, Ф. Салихов ; заявитель и патентообладатель Государственное образовательное учреждение высшего профессионального образования «Сибирская государственная автомобильно-дорожная академия (СибАДИ)». — № 2006145798 ;эаямл. 21.12.06; опубл. 20.02.09, Бюл. №5. — 9с.: ил.
ИВАНОВ Виктор Иванович, кандидат технических наук, доцент кафедры «Эксплуатация дорожных машин».
Адрес для переписки: e-mail: [email protected] ЧЕБОКСАРОВ Алексей Николаевич, аспирант, преподаватель кафедры «Эксплуатация дорожных машин».
Адрес для переписки:е-та11: [email protected]
Статья поступила в редакцию 29.01.2010 г.
© В. И. Иванов, А. Н. Чгбоксаров
УДК *21.983 *2 408.64 424.012.4J Ю. В. КРАСНОЩЁКОВ
А. А. КОМЯЕВ
Сибирская автомобильно-дорожная академия, г. Омск
РАБОТА СТАЛЬНОГО АРОЧНОГО ПРОФИЛИРОВАННОГО ЛИСТА В СОСТАВЕ
ПРОСТРАНСТВЕННЫХ КОНСТРУКЦИЙ
На основе анализа конструкций перекрытий многоэтажных зданий определены направления повышения их эффективности. Одно из направлений — совершенствование конструктивных форм перекрытий путём учёта пространственной работы. Рассматриваются конструктивные системы и расчётные схемы перекрытий с нижней цилиндрической (сводчатой) поверхностью, которые по расходу бетона эффективнее, чем традиционные плоские конструкции.
Ключевые слова: пространственное перекрытие, арочная расчётная схема, распор.
В Омске выполняется большой объём строительства, основным объектом которого являются многоэтажные здания.
В качестве перекрытий многоэтажных зданий применяются сборные, сборно-монолитные и монолитные плитно-балочные конструктивные системы из железобетона. В таких системах все элементы работают на поперечный изгиб, при котором до трети объёма растянутого бетона практически не учитывают в расчёте на прочность. Основная функция бетона в зонах растяжения балочных элементов -защита стальной арматуры от коррозии. Если необходимость защиты арматуры отсутствует, то излишки бетона из зон растяжения можно улдлить, что обеспечивает повышение эффективности конструкции. Эффективны, например, пространственные пе-| рекрытия вспарушенноготипа, в которых расход бе-
з тона меньше, чем в пли тно-балочных конструкциях. ш—т _ В отличие от других пространственных систем (обо-■1а!1 лочек и складок) верхняя грань вспарушенных
конструкций плоская, удобная для устройства иола на перекрытии. Известны, в частности, сборные вспа-рушенные панели, имеющие переменную толщину и нижнюю поверхность двоя кой кривизны, описанную на плоском контуре (1). Минимальная толщина панелей принята из условия прочности на продавливание и составляет 30 — 40 мм. Контурные ребра высотой 220 мм обеспечивают восприятие распорных усилий и способность панели работать в двух направлениях. Для повышения пространственной жёсткости перекрытия с такими панелями и восприятия сооружением горизонтальных нагрузок предусматривают дополнительные элементы (межпанельные пояса жёсткости), что значительно усложняет конструкцию и ведёт к удорожанию строительства (рис. 1). При применении предвари тельно-напряжённых монолитных поясов жёсткости перекрытия превращаются из сборных в сборно-монолитные. В таких системах требуется обеспечение надёжного взаимодействия всех элементов.
