Оптимизация периодичности профилактики отказов Текст научной статьи по специальности «Электротехника, электронная техника, информационные технологии»

По металлической оболочке световодного кабеля 22 на нагреватель 5 подается напряжение от генератора 14 для создания разряда, взаимодействующего с обрабатываемым материалом 23. На крышке 20 и перегородках 18,19 имеются отверстия для крепления и подачи кислорода в зону разряда. Кислород используется для охлаждения нагревателя 5 и световодов 15,16.

Устройство работает следующим образом. С помощью задатчика температуры 9 оператор устанавливает необходимую для данного материала и способа обработки температуру разряда. При этом интенсивность излучения разряда приближенно соответствует требуемой температуре. Излучение разряда через сапфировый световод 16, кварцевый световод 16 подается на один из входов дифференциального фотоприемника I, на другой вход которого подается излучение поверочной лампы 4.

При отличии интенсивности излучения поверочной лампы 4 от интенсивности излучения разряда, на выходе дифференциального фотоприемника 1 появляется электрический сигнал, пропорциональный разности интенсивностей излучения, управляющий через блок управления 6 током поверочной лампы 4, до тех пор пока интенсивности излучений поверочной лампы 4 и разряда не убудут одинаковыми /8/.

Цифровой индикатор 7 измеряет ток поверочной лампы 4. В блоке сравнения 8 сравниваются напряжения с задатчика температуры 9 и напряжение пропорциональное току поверочной лампы 4. При наличии разницы этих напряжений на выходе блока сравнения 8 появляется управляющий сигнал, изменяющий режим работы генератора 14 и изменяющий тем самым температуру разряда до тех пор, пока она не будет соответствовать установленной в задатчике температуры 9. Точность измерений повышается за счет измерения тока эталонной поверочной лампы 4, управляемого разностью излучений разряда и поверочной лампы 4. Применение дифференциального фотоприемника I, работающего с близкими по амплитуде входными сигналами позволяет уменьшить влияние измерения параметров фотоприемника 1 от дестабилизирующих факторов, например температуры, излучений электрических и магнитных полей, что также повышает точность и стабильность измерения и регулирования температуры.

Рассмотренные новые способы и устройства обработки материала заготовок (деталей) низкотемпературной высокочастотной плазмой (факельным разрядом) являются перспективным направлением по созданию на их основе гибких производственных модулей (ГПМ) и комплексов для автоматизированного производства в XXI веке.

ЛИТЕРАТУРА

1. Перевертов В.П. Технологии конструкционных материалов. Ч.2. Лазерные технологии. - Самара: СамГУПС, 2013. - 115 с.

2. Перевертов В.П., Бочаров Ю.А., Маркушин Е.М. Управление кузнечными машинами в ГПС. - Куйбышев: кн. изд-во, 1987. - 160 с.

3. Laser complexs. Электронный ресурс. Режим доступа http://www.lasercomp■ru■

4. Перевертов В.П. Новые способы и устройства обработки материала заготовок перед штамповкой низкотемпературной высокочастотной плазмой (факельным разрядом) // Труды международного симпозиума «Надежность и качество 2005». Т.1. - Пенза: ПГУ, 2005. - С. 298-300.

5. Артемов И.И. Исследование влияния дефектной структуры материала болтового соединения на процесс ослабления затяжки / Артемов И.И., Кревчик В.Д., Суменков С.В. // Новые промышленные технологии. 2002. № 5-6. С. 67.

6. А.с. № 1402383 СССР, МКИ3 В 21 С 31/00. Способ нагрева заготовок перед штамповкой/ В.П. Перевертов, Ю.А. Бочаров, Н.Е. Конюхов и др.// Открытия. Изобретения. - 1988. - №22.

7. А.с. № 1303207 СССР, МКИ3 В 21 G 31/00. Устройство для контроля температуры при обработке материалов/ В.П. Перевертов, Ю.А. Бочаров, Н.Е. Конюхов, А.П. Андреев и др.// Открытия. Изобретения. - 1987. - №14.

8. А.с. № 801931 СССР, МКИ3 В 31/00 Устройство контроля температуры нагрева заготовок перед штамповкой/В.П. Перевертов, В.А. Поникаров, А.В. Сафонов и др.// Открытия. Изобретения. -1981.-№5.

9. А.с. № 1300439 СССР, МКИ3 G05 Д23/19. Устройство контроля температуры нагрева заготовок перед штамповкой/В.П. Перевертов, Ю.А. Бочаров, Н.Е. Конюхов и др.// Открытия. Изобретения. -1987.-№ 12.

10. А.с. № 1323152 СССР, МКИ3 В21 G31/00. Устройство контроля температуры нагрева заготовок перед штамповкой/ В.П. Перевертов, Ю.А. Бочаров, Ю.Н. Фадеев// Открытия. Изобретения. - 1987. - № 26.

УДК 621.01

Полетаев В.П., Богданов Д.А.

ФГБОУ ВПО «Вологодский государственный университет», Вологда, Россия

ОПТИМИЗАЦИЯ ПЕРИОДИЧНОСТИ ПРОФИЛАКТИКИ ОТКАЗОВ

Интенсивное развитие процессов механизации и автоматизации, все большее внедрение непрерывных производственных процессов, возрастание мощностей оборудования усиливают значение работ по техническому обслуживанию и ремонту.

По мере повышения технического уровня, технического состояния и безотказности работы оборудования, длительности его простоев зависит и достижение высокого уровня рентабельности предприятия.

В процессе эксплуатации технических систем, приборов и оборудования имеют место отказы. Как следствие возникает необходимость проведения внеплановых аварийно-профилактических работ до наступления ранее запланированного профилактического обслуживания. В связи с этим встает задача определения оптимальной периодичности профилактических мероприятий.

Важнейшей проблемой при этом является определение такой периодичности технического обслуживания, которая позволит оптимизировать суммарные потери, учитывающие затраты времени и

средств на обслуживание и потери в результате ухудшения качества функционирования объекта.

Исследования надежности контрольно-

измерительного инструмента для различных законов распределения времени безотказной работы показали, что полученные данные их реальной эксплуатации, а именно вид функции плотности распределения в условиях производства могут иметь несколько известных распределений - логарифмически нормальное распределение, распределение Рэлея, гамма распределение, нормальное распределение. В приведенной ниже табл. 1 указаны виды распределения и их параметры. Одним из критериев оптимальности может служить коэффициент технического использования Кти , который определяется как отношение времени нахождения изделия в работоспособном состоянии Т к

времени эксплуатации Т . Можно показать, что при описанной выше ситуации для Кти [1] справедливо выражение

Таблица 1

Вид распределения, параметры Критерий Колмогорова х2

Логарифмически нормальное распределение с параметрами с = 7,744 ч Ц = 0,437 0,7 0,53

Распределение Рэлея с = 1903, 1 ч 0,86 0,70

Гамма распределение Х= 0,0011/ч т = 3,245 0,89 0,83

Нормальное распределение а = 2385, 2 ч с = 1324 , 1 ч 0,91 1,02

j P( х) dx

jP(x)dx + tm + (tan - tm )F(t)

(1)

где t - интервал между процедурами профилактического обслуживания; F(t) - значение функции распределения времени работы без отказа F(t)

на момент времени t ; P(x)- значение вероятности работы без отказа (функция надежности) на момент времени х ; t - среднее время, затраченное на проведение профилактической процедуры; t - средняя длительность планово-аварийного обслуживания, включающего оценку состояния и последующее восстановление работоспособности.

и t

При заданных значениях t

коэффициент

пп ап

технического использования является функцией от г . Для оптимального значения периодичности обслуживания системы, соответствующего максимальному значению Кти , производная от этой функции должна быть равна 0.

Исследование уравнения (1) на экстремум подтверждает его существование и свидетельствует о том, что данный экстремум будет максимумом.

В табл. 2 приведены результаты расчетов т0 (в часах) по уравнению (1) для объекта при различных соотношениях параметров ( и ( из условия Кти->тах для логнормального распределения с параметрами С = 7,744 ч. /1 = 0,437 . Вначале вычислялись значения Кти с большим шагом изменения т , чтобы установить диапазон, в котором находится максимум. Затем в этом диапазоне вычисления велись с мелким шагом, для определения т0 , при котором коэффициент технического использования достигает максимума.

В реальных ситуациях, пример которой описан выше, часто достаточно сложно отдать предпочтение тому или иному закону распределения времени безотказной работы, не опасаясь совершить субъ-

т

j (1 - kx)dx

ективную ошибку. Очевидно, что наиболее точный результат может быть получен только на основе первичной статистической информации о надежности, характеризующей поведение функции надежности Рм(г) .

Таблица 2

1а n , ч. 2 4

3 690 760

6 690 780

9 720 750

Было исследовано поведение функции надежности для логнормального распределения, указанного в табл.2 для всего диапазона оптимальных значений т0 . Зависимость функции надежности от времени достаточно уверенно можно рассматривать как линейную, описываемую формулой

Рм (г) = 1-кг, (2)

где к - коэффициент, характеризующий поведение функции Рм(г) .

Для получения наиболее точных результатов в

диапазоне изменения Т

о

может быть выполнена

кусочная аппроксимация зависимости Рж (г) уравнением (2). При этом значения коэффициента к (табл. 3) на различных участках могут быть найдены методом наименьших квадратов.

Таблица 3

1an , ч 2 4

3 0.98*10-2 0.11*10-2

6 0.49*10-2 0.86*10-2

9 0.41*10-2 0.57*10-2

K = -

Используя выражение (2) и подставляя его в формулу (1), получаем для К [2]

т-k Т _2_

г т

j (1 - kx)dx +t„„ + (tan - tm )кт Т- k у + tnn + (tan - tnn )кт

В точке максимума производная должна равняться 0

г2 г2 г2 г2

(г- к у )'(г- к — + гт + (1ая - 1пп к) - (г- к — )(г- к — + 1пп + (1ап - 1пп )кг)'

г- к у + (пп + ((ап - (пп )кг

Приравнивая 0 числитель и выполнив дифференцирование, получим уравнение

г2 г2

С1 - кг)(г - к — + (т + - (пп к) - (г - к — )(1 - кг + - (т )к) = о

= о

Раскрывая скобки и сокращая слагаемые, придем к уравнению

г2 —гга - ( ) - кг-( + ( = 0 .

2 ^ ап пп> пп пп •

Разделим обе части полученного уравнения на

— : kx 2(t„, 2

-t__ ) + 2т ■ t__--1„,

™ пп k п

= 0

Решая полученное квадратное уравнение, окончательно приходим к выражению для расчета оптимальной периодичности профилактики

= 1(1 + -Ja2 -1 -а) г

(3)

L,

обслуживания. Полученная разница в расчетах не превышает 10%, поэтому расчет можно вести по упрощенному уравнению.

Таблица 4

ПП 2 4

1an , 4

3 697 753

6 738 794

9 755 754

где а=-

^ап ^пп

Используя табл. 3 и уравнение (3), вычислим оптимальные значения Т0 (в часах), которые представлены в табл.4.

Таким образом, предложенные математические модели оптимизации периодичности профилактики технических систем позволяют определить оптимальные значения интервала профилактического

ЛИТЕРАТУРА

1. Полетаев В.П. Управление периодичностью обслуживания технических систем при оптимизации коэффициента технического использования / В. П. Полетаев, Д. А. Богданов // Надежность и качество: труды Международного симпозиума: в 2-х т. / Пенза: Информационно-издательский центр ПГУ, 2007. -С. 237-239.

2. Артемов И.И. Особенности алмазного шлифования изделий из твердого и хрупкого материалов с применением наночастиц в смазочно-охлаждающей жидкости /Артемов И.И., Кревчик В.Д., Соколов А.В., Симонов Н.П., Артемова Н.Е. // Известия высших учебных заведений. Поволжский регион. Технические науки. 2012. № 4 (24). С. 145-159.

3. Стюхин В.В. САПР в расчёте и оценке показателей надёжности радиотехнических систем / Стюхин В.В., Кочегаров И.И., Трусов В.А. // Труды международного симпозиума Надежность и качество. 2013. Т. 1. С. 287-289.

4. Полетаев В.П. Оптимизация периодичности профилактики при самостоятельном проявлении отказов / В. П. Полетаев, О. И. Микрюкова, Д. А. Богданов // Надежность и качество: труды Международного симпозиума: в 2-х т. / Пенза: Информационно-издательский центр ПГУ, 2011. - С. 196-197.

УДК 62.192

1 2 Садыхов Г.С., Артюхов А.А.

1ФГБОУ ВПО "Московский государственный технический университет им. Н.Э. Баумана", Москва, Россия

2ОАО "Радиотехнический институт им. академика А.Л. Минца", Москва, Россия

ОЦЕНКА ВЕРОЯТНОСТИ БЕЗОТКАЗНОГО СРАБАТЫВАНИЯ ОБЪЕКТА ПРИ ВЫСОКИХ УРОВНЯХ БЕЗОТКАЗНОСТИ

Известно, что частые включения в работу и выключения из нее посредством средств переключателей служат причиной отказа технического объекта, механизмы развития которого сложны. Так для радиоэлектронной аппаратуры механизмы развития отказов заключаются в "разогревании" аппаратуры при срабатывании "включено" и процесса "остывания" при срабатывании "выключено".

Тем не менее, принято считать, что переход из режима "ожидания" в рабочий режим "токового накала" и наоборот имеет вероятность, равную единице. Такое допущение абсолютной безотказности при срабатывании "включено/выключено" приводит к необоснованному завышению уровня надежности, что недопустимо, например, для техноген-но-опасных объектов.

При большом количестве срабатываний типа "включено/выключено" наблюдаются отказы объекта и по этим результатам можно оценить вероятность безотказного срабатывания. Однако при этом возникает другая задача: каким образом можно распространить полученную оценку на ранний этап эксплуатации, где число срабатываний объекта незначительно?

Решению этой задачи посвящается настоящая работа.

Определим интенсивность отказов объекта при k-ом срабатываний по формуле [1]:

.Pr (£ = k) Pr(%> k) '

где Pr (.) - вероятность события, заключенного внутри скобок (сокращение от английского слова Probability - вероятность), £ - число срабатываний до отказа (случайная величина).

Для сравнения для непрерывного ресурса интенсивность отказов определяется, как известно,

P'(t)

по другой формуле [2]: Л(t) =--, где P(t) -

4 ' P(t) v '

вероятность безотказной работы объекта в течении времени t .

Заметим, что определение Лк не следует из

определения X(t) •

Обозначим через Ри вероятность того, что объект проработает безотказно в результате п срабатываний, т.е. Рп = рг(^ >п + 1) , где п = 0,1,2,...

Тогда справедлива следующая формула [3]:

P = П(1 -4) ■

(1)

Докажем следующее утверждение. Теорема 1. Пусть интенсивности отказов объекта при срабатываниях образуют монотонно неубывающую последовательность, т.е.

4<4+1,(' = 1,2,...) • (2)

монотонно

(3)

Тогда последовательность убывающая, т.е.

Пп+Ш, (п = 1,2,...)

Доказательство. Согласно (1) имеем

Рп= ехр 1п (1 -4 )1 ,

откуда найдем

Щ = exp -^ln(1 -4 )

(4)

4

Покажем, что последовательность —^ 1п (1 — 4)

п ¿=1

монотонно убывает. Для этого рассмотрим следующую разность :

1 п+1, л \ 1.

X ln (--4)--Z ln (--4) = n+11~i n 1~i

z (1 -4)-(n+1)Zin (1 -4)1

• (5)

Так как

n+1

(П +1)1 z

nZln (1 -4 ) -(n + 1)jz ln (1 -4 ) =

1 i =1 n n n

X ln (1-4)+n ln (1 -4,+1)-nZ ln (1 -4)-Z ln (1-4)

г

i=1

n

=1

=1

=1

то