2PAXTA-IPAK BIKOMPONENT YIGIRILGAN IPI SIFATIGA TA'SIR
ETUVCHI OMILLAR TAHLILI
J.A. Axmedov, Q.E. Sabirov, SH.Q.Ermatov, Sh.I.Tolibayeva, A.Sh.Jumaboev
Toshkent to'qimachilik va yengil sanoat instituti, O'zbekiston, j ahongir-ahmad@mail .ru
ANNOTATSIYA
Ushbu ish bikomponentli yigirilgan ip olish, olingan ipga ishlatiladigan paxta va ipak tolali iplarni xususiyatlari, ipak tolali chiqindilarning turlari va ulardan samarali foydalanishga bag'ishlangan. Tajribalar davomida olingan natijalarga statistik ishlov berish jarayonida omillar va chiqish parametrlarini muqobillash uchun tajribani matematik rejalashtirish usullari qo'llanilgan. Tajribalarda dispersiya tarqoqligi, ularni ishonchliligi, regressiya tenglamalarini adekvatligi va ahamiyatliligi mezonlar yordamida tekshirilib baholangan.
Kalit so'zlar: paxta, ipak, yigirish, sath, xususiyat, omil, qiymat, to'plam, ulush, mezon.
ABSTRACT
This work is devoted to obtaining bicomponent spun yarn, properties of cotton and silk fibers used in the obtained yarn, types of silk fiber waste and their effective use. In the process of statistical processing of the results obtained during the experiments, methods of mathematical planning of the experiment were used to alternate the factors and output parameters. In the experiments, dispersion dispersion, their reliability, adequacy and significance of regression equations were checked and evaluated using criteria.
Keywords: cotton, silk, spinning, level, feature, factor, value, set, share, criterion.
KIRISH
Mustaqillik yillarida iqtisodiyotning barcha tarmoqlari va sohalarida bozor munosabatlariga o'tilishi, mulkchilik shaklini o'zgarishi, ishlab chiqarish jarayonlarini jadallashtirish hukumatimiz qarorlari va farmonlari orqali amalga oshirilmoqda. Respublikamizda mavjud xom ashyo resurslaridan oqilona foydalanish, zamonaviy resurs tejamkor texnologiyalarni ishlab chiqarishga tadbiq qilish va shu bilan ishlab chiqarilayotgan mahsulot sifatini oshirish barcha sohalar oldidagi muhim vazifalardan hisoblanadi. Bugungi kunda sohamiz oldida turgan yana bir muhim masalalardan biri
November, 2024
135
yetishtirilayotgan barcha pilla xom ashyosini to'liq qayta ishlab ipakchilik soxasini eksport imkoniyatlarini yanada kengaytirishdan iborat.
Bir qator tadqiqotchilar ipak tolali chiqindilarini struktura va xossalari bo'yicha tadqiqot ishlari olib borishgan bo'lib, ular tomonidan tabiiy ipak tolali chiqindilarini mustahkamligi, elektrik va dielektrik xossalari, ilashuvchanligi va fizik-mexanik xususiyatlari tadqiq qilingan [1 b.4-7; 2 b.22-26; 3 b. 25-27; 4 b.19-23; 5 b.26-30].
Ba'zi tadqiqotchilar ipak yigirishning mumtoz texnologiyasi bilan shug'ullanib ayrim texnologik jarayonlarga o'zgartirishlar kiritishgan [6 b.26].
Ushbu izlanishda bikomponentli yigirilgan ip olish, olingan ipga ishlatiladigan paxta va ipak tolali iplarni xususiyatlari, ipak tolali chiqindilarning turlari va ulardan samarali foydalanish usuli keltirilgan. Ipak tolali chiqindilarning paxta tolasiga nisbatan pishiqligi, uzilishgacha cho'zilishi, qayishqoq va elastik deformatsiyalari yuqori ekanligi ko'rsatilgan [7 b.48-50; 8 b.51-52].
Tadqiqotda polikomponentli yigirilgan ip ishlab chiqarishda aralash tolalarning tavsiflari keltirilgan. Aralash jun-poliefir-ipak tolalaridan chiziqli zichligi 15-30 teks bo'lgan polikomponentli yigirilgan ip shakllantirilgan. Olingan ipda poliefir komponentining mavjudligi jun-ipak ipiga nisbatan mustahkamligini sezilarli darajada (60-70% gacha) oshirgan, ipak tolasining qo'shilishi esa tabiiy ipakning yaltiroqlik jilosini berib to'qiladigan matoning iste'mol ko'rinishini yaxshilagan [9 b.255-257; 10 b.123].
Tajribalar davomida olingan natijalarga statistik ishlov berish jarayonida omillar va chiqish parametrlarini muqobillash uchun tajribani matematik rejalashtirish usullari qo'llaniladi. Ularga to'la omilli tajriba (TOT), kasrli omilli tajriba, tasodifiy muvozanatli tajriba, simpleks katakli tajriba va hokazo usullar kiradi. Bizni tadqiqotlarimizda to'la omilli tajribadan foydalanildi. Ko'p hollarda javob funksiyasi to'liqmas polinom ko'rinishida tanlanadi.
Ma'lumki, javob funkvsiyasining analitik ifodasi nomalum bo'lganda, odatda javob funksiyasining ko'pxad bilan regressiya tenglamasi ko'rinishida ifodalash mumkin.
Tajriba rejasini yozish va tajriba natijalarini qayta ishlash uchun xl, x2 xarflarda belgilanadigan faktorlarning kodlashgan qiymatlaridan foydalaniladi. X i kodlashgan (o'lchamsiz kattalik) va x i fizik (tabiiy) o'zgaruvchan quyidagi nisbatda o'zaro bog'langan.
X = XL ~ X'
A,
Bu yerda, x va A - o'zgaruvchining o'rta qiymati va variatsiya
intervali:
November, 2024
136
.A. X
— _ max mm a _ max min
— , A i — ; 2 2
xmax va xmin - faktorni pastki va yuqori sathlarining qiymati.
Omillarni kodlash, koordinata boshini faktorlarning asosiy omillar darajasi nuqtasiga (tajribaning markaziy O nuqtasi) o'tkazish va o'lchovni o'zgartirishga tengdir. Hamma kodlashgan omillar - o'lchamsiz va normallashgan kattaliklardir. Tajriba jarayonida ular -1, 0, +1 qiymatlarini qabul qiladi.
To'liq omilli tajriba deb shunday tajribaga aytiladiki, unda mumkin bo'lgan kombinatsiyali (to'plamli) omillarning satxlari amalga oshadi. Agar "k" omillar ikkita sathda o'zgarib tursa, xamma mumkin bo'lgan to'plamlar - N2=2k. Agar "k" omillar uchta sathga o'zgarib tursa bunda N3=3k. Tajribalar o'tkazish rejasi 1 va 2-jadallarda keltirilgan.
1- jadval
1-tajriba (p — 1)
Omillar Tartibi Xi imin Xi1max 4io Xi10
Aralashmadagi ipak tolalar ulushi. % i — 1 10 30 20 10
Ipdagi buramlar soni (br/m) i = 2 750 850 800 50
Piltaning cho'zilishi, (%) i = 3 4 8 6 2
2-jadval
Tajribalar o'tkazish rejasi.
2-tajriba (p — 2)
Omillar Tartibi Xi 2 min Xi 2 max A i 20 Xi 20
Aralashmadagi ipak tolalar ulushi, % i — 1 10 30 20 10
Ipdagi buramlar soni (br/m) i — 2 600 900 750 150
Piltaning cho'zilishi,(%) i = 3 3 9 6 3
Chiqish parametri ipning solishtirma uzilish kuchi u (sN/tex)ni hisoblash matritsasi (Yi = (yii + yi2)/2 , Si = [yii - yi]2 + [yi2 - yi]2)
3 -jadval
Rejalashtirish matritsasi, tajriba va hisobiy natijalar
November, 2024
137
Xi X2 X3 yii yi2 yi Su2 XV yi Rj
1 - - - 12,0 11,0 11,5 0,5 11,5 0
2 + - - 14,0 13,0 13,5 0,5 13,625 0.926
3 - + - 15,0 16.0 15,5 0,5 15,375 0,806
4 + + - 17,0 18,0 17,5 0,5 17,5 0
5 - - + 13,0 12,0 12,0 0,5 12,375 1,0
6 + - + 14,0 15,0 14,5 0,5 14,50 0
7 - + + 15,0 17,0 16,0 2,0 16,25 1,562
8 + + + 18,0 19,0 18,5 0,5 18,375 0,675
Olingan tajriba natijalariga statistik ishlov quyidagi tartibda o'tkaziladi: 1) Parallel tajribalar soni m sonida ularning natijalarini tarqalishini xarakterlovchi s2 dispersiyani bir toifaligini ta'minlanishini tekshiramiz.
V \ (yup yu )
S.2 -
m -1
(1)
Bunda, u - variantning tartib raqami p - parallel tajribalarning tartib nomeri (
^ m
p - 1.2.3..m), m - parallel tajribalar soni, yu -—Vy - parallel tajriba natijalarining
) m p-i
o'rta qiymati. m - 2 hol uchun S2 ning qiymatlarini jadvalga kiritamiz va ushbu statistikani hisoblaymiz
G -
S
2
u (max)
N
(2)
V S
u-1
Bu yerda, Su2(max) - jadvaldagi dispersiyaning maksimal qiymati
(3) va (4) formulalardan foydalansak Su2 - (yu— - yu )2 + (yu2 - yu )2,
November, 2024
2
138
( u = 1,2,3,4,5,6,7,8 ),
c2 =2 V8 <?2 — 5 5 -'max 2, ¿-¡u=1lJu=
j u = l^u
Ushbu statistikani hisoblaymiz.
2
-'u(max)
G — yT-rf — 0,363
2) Ikkala parallel tajribadagi dispersiya tarqoqligini Koxren mezoniga tekshiramiz, Ga,*1;*2- qiymatlar jadval ma'lumotaridan olinadi, a - ahamiyatli sathi (0<a< 1),
k = n, k2 = m-1 erkinlik darajasi soni, biz qaraydigan holda a = 0,05, m = 2, N = 8, . GaA,kl = G005 8 j = 0,52. Agar quyidagi tengsizlik bajarilsa
G < Ga,k1,k2 (3)
Koxren mezoni o'rinli bo'ladi. Bizning holda G — 0,363 bo'lganligi sababli (3) tengsizlik bajariladi, shuning uchun Koxren mezoni bajarilib, dispersiyaning tarqoqligi kichik bo'lib parallel tajribalarning bir toifadaligi ta'minlanadi. Dispersiyaning bir jinsliligi hamma m parallel tajribaning barcha variantlarda bajarilganligi sababli ushbu tengliklardan foydalanish mumkin.
S}—jjÜi=i S2 — 0,6875
3) Regressiya tenglamasini tuzamiz
18 1 8 18 18
bo =1Eyib =1Eyjxijbj=1Eytxnxji , b123 =1Eyixnx2ix3i
8 i=1 8 j=1 8 i=1 8 i=1
Bu yerda, x kodlashgan vektorlar komponentlari
= 1 x21 = 1 1 x II 1 x61 = 1 x71 = 1 x81 = 1
x12 = 1 x22 = — 1 x32 = 1 x42 = 1 x52 = 1 x62 = —1 x72 = 1 x82 = 1
1 x23 = —1 x33 — 1 x = 1 x53 = 1 x63 = 1 x73 — 1 x83 = 1
y = b0 + E b,X, +E bjX,Xj + b123 X, X 2 X3
i=1 i<j
Regressiya koeffitsiyentlarini quyidagi formulalar bilan hisoblaanadi. b0=14,93 b1=1,06 b2=1.93 b3=0,43 b12=0,06 b13=0,06 b23=0,06 b123=0,06 Shunday qilib, regressiya tenglamasi ko'rinishi qo'yidagicha bo'ladi: y=14,93+1,06 X1+1,93 X2+0,43 X3+0,62 X1X1+0,62 X1X2-0,06 X2X3+0,62 X1X2X3
(4)
4) Regressiya koeffitsiyentlarini ahamiyatliligini Styudent mezoni asosida tekshiramiz. Bir xil ishonch diapazonida Ab
November, 2024
139
hamma regressiya koeffitsiyentlari uchun quyidagi formula yordamida hisoblanadi
S,
Ab='"'TN
K,k - Styudent mezoni, a - axamiyatlilik satxi, k = n(m -1) - erkinlik darajasi
soni.
Agar regressiya koeffitsiyenti ishonch diapazonidan yuqori bo'lsa, u holda koeffitsiyentlar axamiyatli.
bo I - Ab, \b\>Ab, >Ab, |b,k| >Ab Quyidagi holda qaraymiz i0.05,8 = 2,16, Ab = 'ak-^==0,6332061276
Regressiya tenglamasida yuqoridagi tengsizlikka ko'ra b0, bt va b2 koeffitsiyentlar ahamiyatli hisoblanadi, bu koeffitsentlar orqali (4) regressiya tenglamasini qo'yidagicha yozamiz
y = 14,93 + 1,06*! + 1,95*2 (5)
5.Modelni advekvatligini baholaymiz,
(5) regressiya tenglamasida qandaydir muhim bo'lmagan koeffiitsentlarni inobatga olinmasa erkinlik darajasi hosil bo'ladi va bunda modelning adekvatligini tekshirish kerak. Adekvatlikni tekshirish y chiquvchi parametrni tajribaviy qiymatlarini, y kiruvchi parametrlarni turli satxlarini hisoblagan qiymatlari bilan solishtirish va ularning farqini formula bo'yicha protsentda aniqlashdan iborat.
r = iooy" -y" yu
yu va Ru| larning qiymatlarini jadvalda ko'rsatamiz
Olingan natijalar xatoligi 4,5% oshmasligini ko'rsatayapti, adekvatlikni oshirish maqsadida b3 koeffitsiyentni ham saqlaymiz. U holda adekvatlik 1,56% bilan ta'minlanadi va regressiya tenglamasi qo'yidagi ko'rinishda bo'ladi
y = 14,93 + 1,06*! + 1,95*2 + 0,43*3 (6)
6. Regressiya tenglamasi (6) chiziqli bo'lganlgi sababli Fisher mezoni o'rinli bo'ladi
Regressiya tenglamasidan amalda foydalanish uchun har xil chiquvchi parametr y qiymatlari y = F(Xl, X2, X3 ) = corns' fazoviy sirtni (tekislikni) tuzish va uning yordamida javob y funksiyaning maksimum va minimum qiymatlariga erishadigan nuqtalarini aniqlash mumkin bo'ladi. Bunday masalani yechish odatda optimallashtirish masalasiga olib keladi. Optimallashtirish masalasi murakkab bo'lib uni yechish uchun
November, 2024
140
bir nechta usullami qo'llash mumkin bo'ladi. Texnologiyada bunday masalalar alohida ahamiyat kasb etadi, lekin uning bevosita yechimini olish katta qiyinchiliklar tug'diradi. Shu munosabat bilan odatda y = F(Xl,X2,X3) = const yuzaning, o'zgarish diapazoni kichik bo'lgan kirish omilining o'zgarmas qiymatlarida hosil bo'ladigan to'g'ri chiziqlardan foydalaniladi. Bizning holda bunday kirish omili uchinchi omil X3 ni tanlab olsa bo'ladi. Shu munosabat bilan y = F(X, X2, X3) = y0 = const sirtni uchinchi omilning -1 < X3 < 1 oraliqdagi fiksirlangan X3 = XM = const har xil qiymatlarida (x2 , X ) tekisligida tenglamasi X2 = (y0 - 14,93 - 1,06*1 - 0,43*30)/1,95 bo'lgan to'g'ri chiziqlar grafigini olamiz. Chiqish parametri y0 ning har xil qiymatlarida va X3 = 1, X3 =-1 bo'lganda shunday grafiklar 5.1 va 5.2-rasmlarda keltirilgan.
Grafiklar yordamida qo'yidagi xulosalarga kelish mumkin. X3 = 1 da (1-rasm) yani uchinchi omil maksimal qiymatni qabul qilganda (piltaning cho'zilishi 9 marta bo'lganda) chiqish parametri 12,4 < y < 18,4 oraliqdagi qiymatlarni qabul qilishi mumkin va uning fiksirlangan qiymatlarida X omil berilganda ikkinchi omilning qiymatini esa grafikdan olish kerak bo'ladi. Masalan y0 = 14,5 uchun (1- rasm. 6-grafik) X1 = 0,4 da X2 = -0,21 olinishi X1 = -0,4 da esa X2 = 0,22 ga teng bo'lishi kerak. X3 =-1 da (1-rasm), ya'ni uchinchi omilning minimal qiymatida (piltaning cho'zilishi 3 marta bo'lganda) chiqish parametrining o'zgarish diapazoni 11,4 < y < 17,4 bo'lib uning minimumi ham maksimumi qisman oshadi, X3 = 1 (pilta cho'zilishi 9 marta bo'lganda) (2- rasm ) esa bu oraliq 12,4 < y < 18,4 ga teng bo'ladi.
x
l
1- rasm. Ikinchi omil x2 ning uchinchi omil X3 = —1 ( Omilning minimal qiymati ya'ni piltaning cho'zilishi 3 marta bo'lganda) bo'lganda chiqish parametri y = y0ning har xil
November, 2024
qiymatlarida birinchi omil x1 bilan bog'liqlik grafiklari: 1 — y1 = 17,4, 2 — y2 = 16,5, 3 — y3 = 15,5, 4 — y4 = 14,5,5 — y5 = 13,5,6 — y6 = 12,5, 7 — y7 = 11,4
2- rasm. Ikinchi omil x2 ning uchinchi omil X3 = 1 ( Omilning maksimal qiymati ya'ni piltaning cho'zilishi 9 marta bo'lganda) bo'lganda chiqish parametri y = y0 ning har xil qiymatlarida birinchi omil x1 bilan bog'liqlik grafiklari: 1 —
yi = 18,4, 2 — y2 = 17,5, 3 — уз = 16,5, 4 — У4 = 15,5,5 — У5 = 14,5,6 — Уб =
13,5, 7 —у7 = 12,4
XULOSA
Demak, paxta-ipak yigirilgan ipi ishlab chiqarish jarayonida tolalar aralashmasini optimallashtirish bo'yicha nazariy tadqiqotlar o'tkazildi. Paxta-ipak tolalar aralashmasidan bikomponent yigirilgan iplari ishlab chiqarish texnologiyasini ishlab chiqildi. Paxta-ipak bikomponent yigirilgan ipi sifat ko'rsatichlari aniqlandi.Yangi yaratilgan texnologiyani ishlab chiqarishga joriy etishdan olinadigan iqtisodiy samaradorlik hisobi amalga oshirildi.
REFERENCES:
1. Х.А.Алимова, Д.У.Арипджанова, А.Э.Гуламов, Х.Х.Умурзакова. Структура и свойства некоторых видов шелкового волокна //Ташкент, ж. Композиционные материалы, № 2, 2013, C.4-7.
К.Б.Хайдаров,
November, 2024
142
2. Х.А.Алимова, Д.У.Арипджанова, А.Э.Гуламов, Х.Х.Умурзакова, У.А.Боботов К.Б.Хайдаров. Прочностные свойства волокнистых отходов натурального шелка //Ташкент, ж. Композиционные материалы, № 3, 2013, С
3. Х.А.Алимова, Д.У.Арипджанова, К.Б.Хайдаров, Н.Ж.Кабулова. Фрикционные свойства натурального шелка //Ташкент, ж. Композиционные материалы, № 2, 2013, С25-27.
4. Х.А.Алимова, К.Б.Хайдаров, А.Э.Гуламов, Д.У.Арипджанова. Диэлектрические и электрические свойства волокон шелка //Ташкент, ж. Проблемы текстиля, № 3, 2013, С 19-23.
5. Х.А.Алимова, Д.У.Арипджанова, Х.Х.Умурзакова, А.Э.Гуламов, К.Б.Хайдаров. Физические свойства отдельных видов шелкового волокна //Ташкент, ж. Композиционные материалы, № 1, 2014, С26-30.
6. Туйчиев Д.С. и др. Сокрашенная технология переработки отходов натурального шелка в пряжу по классической системе шелкопрядения /Д.С.Туйчиев, Н.И.Касымов, Т.Мадазимов, И.Т.Холматов// РНТС "Шелк", № 4,1991, С 26.
7. Умурзакова Х.Х., Болкибоев А.Б. Бикомпонентли йигирилган ип олиш учун хом ашёлар хусусиятини тадкикоти // Тукимачилик муаммолари. -Тошкент. -2016. -№3. -Б. 48-50.
8. Алимова Х.А., Юсупходжаева Г.А., Гуламов А.Э., Умурзакова Х.Х. Способ получения бикомпонентной пряжи из смешанных волокон // Международная научно-техническая конференция «Современные наукоемкие технологии и перспективные материалы текстильной и легкой промышленности» Сборник материалов Часть 1. (Прогресс - 2013) Иванова 27-29 май. -2013. -С. 51-52.
9. Хабибуллаев Д.А., Умурзакова Х.Х. Свойства пряжи из смешанных волокон. Проблемы текстильной отрасли и пути их решения: Cборник научных трудов Всероссийского круглого стола с международным участием. - М.: РГУ им. А.Н. Косыгина, 2021. -271 с. -С. 255-257.
10. Умурзакова Х.Х., Арипджанова Д.У. Качественные показатели новой шерсто-шелковой ткани //I Международной очно-заочной научно-практической конференции «Развитие интелектуально-творческого потенциала молодежи: из прошлого - в современность». Россия. Донецк. 13 марта. -2018. -
22-26.
С. 123.
November, 2024
