CC BY
11
машин. Формируясь одновременно, затраты и ресурсы обосновывают значимый спектр экономических показателей предприятий технического сервиса: себестоимость, прибыль, цена, налоги, количественные и качественные оценки производственного потенциала реализации технологических процессов.
Вопросы организации технического сервиса и ремонта при реализации технологических процессов производства и применения органических удобрений, как инструмента управления состоянием и воспроизводственным процессом машинно-тракторного парка предприятия, особо актуальны в виду недостаточного государственного бюджетного финансирования данной сферы аграрного сектора.
Выводы. Формирование и развитие фирменного технического сервиса и ремонта наряду с созданием отечественных аналогов ворошителей призвано минимизировать затраты на их техническое обслуживание и ремонт, а в совокупности с разработкой экономических механизмов взаимодействия между предприятиями аграрного сектора и стимулирования привлечения предприятий технического сервиса и ремонта, заводов-изготовителей способствовать повышению работоспособности машин и оборудования сельхозтоваропроизводителей. Организация технического сервиса и ремонта специализированными фирменными предприятиями создаст предпосылки для разработки и внедрения организационно-экономического механизма повышения производительности специализированной техники, её качества, надёжности и позволит отечественным маркам ворошителей конкурировать на внутреннем рынке, а со временем — и на мировом рынке техники.
Литература
1. Кравченко И.Н., Пузряков А.Ф., Корнеев В.М. Технологические процессы в техническом сервисе машин и обо-
рудования: учеб. пособие. М.: Альфа-М: ИНФРА-М, 2017. 346 с.
2. Зубрилина Е.М. Методы и средства управления качеством: учеб. пособие / Е.М. Зубрилина, В.П. Димитров, Л.В. Борисова [и др.]. Ростов-на-Дону: Издательский центр ДГТУ,
2017.
3. Россия в цифрах. 2018: Крат. стат. сб. /Росстат. M., 2018, 522 с. [Электронный ресурс]. URL: http://www.gks.ru/free_doc/ doc_2018/rusfig/rus18. pdf.
4. Внесение удобрений и проведение работ по химической мелиорации земель по городским округам и муниципальным районам Ростовской области в 2017 году: стат. бюл./ Ростовстат. Ростов-на-Дону, 2018. 40 с.
5. Пастухов А.Г., Димитров В.П., Зубрилина Е.М. Основные тенденции обеспечения качества машин и оборудования // Проблемы и решения современной аграрной экономики: сб. матер. XXI междунар. науч.-производ. конф. «Проблемы и решения современной аграрной экономики». Ростов-на-Дону, 2017. С. 66-67.
6. Корнеев В.М., Кравченко И.Н., Корнеева Е.Н. Логистика технического сервиса. М.: Изд-во РГАУ-МСХА, 2016. 142 с.
7. Корнеев В.М. Технологическая подготовка предприятий технического сервиса: учеб. пособ. / В.М. Корнеев, И.Н. Кравченко, Д.И. Петровский [и др.] М.: ИНФРА-М,
2018. 260 с.
8. Корнеев В.М., Петровская Е.А. Система оценки качества услуг предприятий технического сервиса // Вклад молодых учёных в инновационное развитие АПК России: матер. междунар. науч.-практич. конф. молодых учёных (27-28 октября). Пенза: РИО ПГСХА, 2016. С. 118-121.
9. Kuznetsov N.I. Provisions for effective development of regional agricultural systems in Russia's economy / N.I. Kuznetsov, N.V. Ukolova, S.V. Monakhov, J.A. Shikhanova // Journal of Advanced Research in Law and Economics. 2017. Т. 8. № 2. С. 490-495.
10. Sandu I.S. Methodological aspects of social and economic efficiency of the regional activities / I.S. Sandu, M.Ya. Veselovsky, A.V. Fedotov, E.I. Semenova, A.I. Doshchanova // Journal of Advanced Research in Law and Economics. 2015. Т. 6. № 3. С. 650-659.
11. Серёгин А.А., Лебедев А.Т., Павлюк Р.В. Функциональное резервирование элементов механических приводов // Научная жизнь. 2016. № 11. С. 6-16.
12. Savkin V.I. Food security of Russia in the conditions of the WTO // European science review. 2014. № 7-8. Р. 142-144.
13. Trukhachev,V.I. The strategic directions of innovative economy development in Russian agribusiness / V.I. Trukhachev, V.Z. Mazloev, I.Yu. Sklyarov, Yu.M. Sklyarova, E.N. Kalugina, A.V. Volkogonova // Montenegrin Journal of Economics. 2016. Т. 12. № 4. P. 97-111.
14. Trukhachev, V.I. Contemporary state of resource potential of agriculture in South Russian / V.I. Trukhachev, I.Y. Sklyarov, J.M. Sklyarova, L.A. Latysheva, H.N. Lapina // International Journal of Economics and Financial Issues. 2016. Т. 6. № S5. P. 33-41.
Регрессионная модель мощности привода тихоходного смесителя
М.В. Борисова, аспирантка, В.В. Новиков, к.т.н., А.Ю. Титов, аспирант, ФГБОУ ВО Самарский ГАУ;В.В. Коновалов, д.т.н, профессор, ФГБОУ ВО Пензенский ГТУ
Одной их основных задач при повышении продуктивности животных является производство высококачественных комбикормов. Из-за низкого качества и недостаточного количества комбикормов генетический потенциал животных реализуется всего на 40—60%. Генетический потенциал животных, высокая интенсивность физиологических и биохимических процессов требуют постоянного и стабильного поступления питательных и биологиче-
ски активных веществ. Ни в одном виде корма нет полного набора таких веществ, поэтому кормовые смеси приготавливают из нескольких составляющих. В перспективе около 54% производимого в стране фуражного зерна будет перерабатываться комбикормовой промышленностью, а оставшаяся часть — использоваться для производства кормовых смесей непосредственно в хозяйствах [1].
Приготовление кормовых смесей осуществляется в основном смесителями разнообразной конструкции, а также экструдерами и шнековыми устройствами [2—4]. Широкое распространение получили горизонтальные смесители с рабочим
органом в виде лопастей, установленных на вращающемся валу. Их отличает низкая энергоёмкость смесеобразования и способность за достаточно короткое время работы достигать необходимой равномерности смеси [5, 6].
Материал и методы исследования. На основании обзора литературы и анализа технологического процесса смешивания зерновой смеси в Самарской ГСХА разработана конструкция лопастного смесителя сыпучих материалов (рис. 1) [4].
Смеситель состоит из бункера 1, разделённого перегородками 2 на секции 3 для различных компонентов. С целью исключения сводообразования компонентов смеси в каждой секции 3 бункера установлены спиральные шнеки 4. Они служат одновременно как для подачи компонентов к выгрузным окнам 5, так и для разрушения сводов во внутреннем пространстве отсеков. Снизу каждой секции 3 бункера, перекрывая выгрузное окно 5, установлен гравитационный дозатор, выполненный в виде регулировочных заслонок 6. Бункер 1 жёстко закреплён сверху корпуса смесителя 7. Внутри цилиндрического смесителя расположен горизонтальный приводной вал 8 с рабочими органами, выполненными в виде радиальных винтообразных лопастей 9 трапециевидной формы. При этом плоская развёртка лопасти 9 представляет собой равнобедренную трапецию. Лопасти 9 закреплены на валу 8 узкой стороной трапеции под углом в 30 град. от продольной оси вала 8. Привод вала 8 смесителя осуществляется электродвигателем 14, а привод спиральных шнеков 4 — электродвигателем 15. В зависимости от периодичного или непре-
рывного режима работы смесителя открывается шибер нижнего 10 или верхнего 11 выгрузного отверстия смесителя.
Выгрузка готовой смеси из смесителя регулируется шиберами 12 через два выгрузных окна 10 и 11, расположенных одно под другим. Подача исходных компонентов из бункера 1 в корпус смесителя 7 осуществляется посредством спиральных шнеков 4 через цепную передачу 16 в выгрузные окна 5 [7]. Выгрузные окна 5 дозаторов расположены у торца смесителя в противоположном конце от выгрузных окон 10 и 11 смесителя.
Методика исследования соответствовала СТО АИСТ 19.2-2008 и предусматривала экспериментальное определение числовых значений затрачиваемой мощности на привод тихоходного смесителя. Изменение частоты вращения мешалки и замер потребляемой мощности производился частотным преобразователем АШуаг-71, а количество лопастей — установкой съёмных лопастей в подготовленные отверстия вала. Частота вращения мешалки соответствовала 20, 30 и 40 мин-1. Количество лопастей устанавливалось 4, 6 и 8 шт. Степень заполнения ёмкости смесителя соответствовала 25, 50 и 75%. При проведении эксперимента реализовывался план Бокса — Бенкина для трёх факторов. Обработка данных результатов исследования с целью получения регрессионных моделей осуществлялась компьютерной программой 81аИ811еа 5.5.
Результаты исследования. В процессе реализации плана Бокса—Бенкина для трёх факторов по определению потребляемой мощности определя-
Рис. 1 - Конструктивно-технологическая схема смесителя зерновой смеси:
1 - бункер; 2 - перегородка; 3 - секции бункера: 4 - спиральный шнек; 5 - выгрузное окно; 6 - регулировочная заслонка; 7 - корпус смесителя; 8 - приводной вал; 9 - винтообразная лопасть; 10, 11 - выгрузное отверстие; 12 - шиберная задвижка; 13 - выгрузная горловина; 14 - электродвигатель привода смесителя; 15 - электродвигатель привода дозаторов; 16 - цепной привод дозирующих шнеков
лись величины силы тока и напряжения у электродвигателя привода вала смесителя. По результатам произведения указанных величин рассчитываем потребляемую мощность в каждом опыте.
Для анализа полученных результатов установлена парная корреляция факторов, участвующих в эксперименте (рис. 2). Сравнивая угол размещения прямых (правый столбик) влияния факторов на затрачиваемую мощность, видим, что рост как Х1 — степени заполнения е ёмкости бункера, так и Х2 — частоты вращения п, и Х3 — количества лопастей X повышает величину затрачиваемой мощности Р, Вт. Наиболее крутой угол — у частоты вращения, а пологий — у количества лопастей.
Рис. 2 - График корреляции факторов между собой и мощностью Р
Более точное влияние факторов на результат (мощность Р, Вт) показывает линейная модель для кодированных значений независимых факторов:
P = 200,2284 + 34,52 • X1 +113,0873 • X2 -+38,77745 • X,,
(1)
где Х1 — кодированное значение степени заполнения е ёмкости;
Х2 — кодированное значение частоты вращения п;
Рис. 3 - Результаты проверки сходимости расчётных и экспериментальных значений мощности на нормальной бумаге
Х3 — кодированное значение количества лопастей Z.
Множественный коэффициент корреляции полученной модели составляет R = 0,89180, доверительная вероятность результата по F-тест = 0,674159. Величина указанных критериев и проверка сходимости расчётных и экспериментальных значений на нормальной бумаге для мощности (рис. 3)
Oreenedwtsus Predicted Values
«О 200 260 320 360 440
Predicted Values
Рис. 4 - Результаты проверки сходимости расчетных и экспериментальных значений мощности на нормальной бумаге
а б в
Рис. 5 - Результаты моделирования влияния натуральных значений факторов частоты вращения п, мин-1, и количества лопастей X, шт., на затрачиваемую мощность Р, Вт: а - при степени заполнения емкости е = 25%; б - при е = 50%; в - при е = 75%
Рис. 6 - Результаты проверки сходимости расчетных и экспериментальных значений мощности на нормальной бумаге
показывает низкую сходимость модели и данных эксперимента. Тем самым указанная линейная модель на исследуемом интервале изменения факторов неадекватно описывает результаты замеров.
Наибольшее значение модуля коэффициентов имеет фактор Х2 — частота вращения и равен 113,1,
а поэтому он наиболее значим. Несколько меньшие значения у других факторов Х3 и Х1: 38,78 и 34,52. Знак «+» перед коэффициентами указывает, что рост любого фактора повышает затраты мощности на перемешивание компонентов смеси.
Для выявления вновь появляющихся тенденций получим квадратичную модель мощности Р (Вт) в кодированном виде:
Р = 107,6519 + 28,22143 • Х1 +120,6966 • Х2 + +41,89179 • X3 + 9,532069 • X1 • Х1 + +8,708276 • Х2 • Х2 - 43,9679 • Х3 • Х3 + +31,49286 • Х1 • Х2 +107,6519 • Х1 • Х3 --16,6707 • Х2 • Х3.
Коэффициент корреляции Я = 0,93857 и F-тест = 0,815077 и графический анализ соответствия значений (рис. 4) свидетельствуют о неадекватности модели при доверительной вероятности менее 90%.
Квадратичная модель (рис. 5) мощности Р, Вт для натуральных значений факторов запишется:
7-
20 Р
300
150
200
250
50
300
150 \ 200 \ 250 \
1 25 1 30 1 35
б
40
г 75 8
в г
Рис. 7 - Результаты моделирования влияния натуральных значений факторов частоты вращения п, 2040 мин-1, и количества лопастей X, 4-8 шт., на затрачиваемую мощность Р, Вт:
а - при степени заполнения ёмкости е = 25%; б - при е = 50%; в - при е = 75%; г - влияние степени заполнения ёмкости е, 25-75%, и частоты вращения п, 20-40 мин-1, при количестве лопастей X =8 шт.
Obseived versus Ргейяеа Vaftjes 45111.....................................у
400
350
5 0
I
I 250
I гм
° 150 о
»о 5
Я —.-*-.——---—-——_—•-—
ffl 100 150 200 250 300 JM 400 450
Predrted Vates
Рис. 8 - Результаты проверки сходимости расчётных и экспериментальных значений мощности на нормальной бумаге
P = -118,125-6,6562-е + 5,6765 - n + 66,4175 - Z + +0,05088-ее-0,049-n-n - 5,425-Z-Z + +0,1104-е-n-0,0605-е-Z + 0,32625- n- Z.
Коэффициент корреляции R = 0,97102 и F-тест = 0,91393 и графический анализ соответствия значений (рис. 6) свидетельствуют об адекватности модели. Доверительная вероятность более 90% говорит о достаточно хорошей адекватности модели. Числовые значения коэффициентов перед факторами выделяют влияние числа лопастей. Согласно модели (рис. 7) при количестве лопастей Z = 6 шт. имеется выраженный максимум мощности. Однако указанный экстремум физически ничем не обоснован и может являться как ошибкой опыта, так и недостатком полиномной модели 2-го порядка, вынуждающей получение экстремума [8].
Некоторые авторы рекомендуют использовать степенную зависимость мощности [9, 10].
Степенная модель затрачиваемой мощности Р, Вт на основе полученных данных (рис. 7) выразится в виде выражения:
P = 21,74529 + (0,570228 - е0,353387 ) •
(2)
- (0,236583 - n1'653896 ) • (0,839224 - Z0'237452 ).
Коэффициент корреляции R = 0,95185 и F-тест = 0,90056094 и графический анализ соответствия значений (рис. 8) свидетельствуют об адекватности модели с 90-процентной доверительной вероятностью. Числовые значения коэффициентов показателей степени подтверждают ранее отмеченные тенденции влияния факторов на затрачиваемую мощность.
Характер изменения мощности остался сопоставим с предыдущими моделями и подтверждает ранее отмеченное влияние факторов на интенсификацию роста мощности при увеличении степени
заполнения и частоты вращения. Однако экстремальность мощности при количестве лопастей Z =6 шт. не подтверждается.
Выводы. Проведённое экспериментальное исследование позволило установить выражения, описывающие мощность, затрачиваемую на привод мешалки при смешивании компонентов сыпучей сухой смеси в зависимости от степени заполнения ёмкости, частоты вращения мешалки и количества её лопастей.
Линейная модель неадекватно описывает результаты экспериментов. Квадратичная модель мощности адекватно описывает экспериментальные результаты с доверительной вероятностью 90%. При этом замечена экстремальность мощности при 6 лопастях мешалки.
Степенная функция также адекватно описывает экспериментальные результаты с доверительной вероятностью 90%. При этом данная модель точнее отражает существующие тенденции реального процесса. Экстремальность мощности при 6 лопастях отсутствует. Наибольшее влияние имеет частота вращения мешалки (показатель степени — + 1,65), несколько меньшие значения показателя у степени заполнения ёмкости (+0,35) и количества её лопастей (+0,24). Рост значений всех изучаемых факторов увеличивает затраты мощности.
Литература
1. Сыроватка В.И. Ресурсосбережение при производстве комбикормов в хозяйствах // Техника и оборудование для села. 2011. № 6. С. 22-26.
2. Коновалов В.В. Оптимизация параметров барабанного смесителя / В.В. Коновалов, Н.В. Дмитриев, А.В. Чупшев [и др.] // Нива Поволжья. 2013. № 4 (29). С. 41-47.'
3. Мартынова Д.А. Повышение эффективности процесса производства экструдированных кормовых продуктов за счёт изменения конструктивных параметров шнека пресс-экструдера: дис. ... канд. техн. наук: 05.20.01. Оренбург: Оренбургский государственный университет, 2017. 167 с.
4. Хольшев Н.В. Совершенствование технологического процесса приготовления сухих рассыпных кормосмесей шнеколопастным смесителем: дис. . канд. техн. наук: 05.20.01. Тамбов: Тамбовский государственный технический университет, 2015. 209 с.
5. Новиков В.В., Борисова М.В. Методологические основы и обоснование структурно-функциональной схемы зерновой смеси // Эксплуатация автотракторной и сельскохозяйственной техники: опыт, проблемы, инновации, перспективы: сб. науч. трудов. Пенза, 2017. C. 82-88.
6. Борисова М.В., Новиков В.В., Титов А.Ю. Рациональное деформирование лопастей смесителя и его влияние на динамику процесса // Инновационные достижения науки и техники АПК: сб. науч. трудов. Кинель, 2018. C. 376-379.
7. Пат. 179164 Российская Федерация. Смеситель зерновой смеси / В.В. Новиков, М.В. Борисова, А.С. Грецов, Д.Н. Котов, В.В. Коновалов; № 2017136899; заявл. 19.10.2017; опубл. 03.05.2018; Бюл. № 13.
8. Chupshev A., Konovalov V., Fomina M. Optimization in work modeling of a mixer // IOP Conf. Series: Journal of Physics: Conf. Series. 2018. № 1084-012010.
9. Чупшев А.В., Коновалов В.В., Петрова С.С. Оптимизация параметров смесителя по минимуму энергоёмкости перемешивания // Известия Самарской государственной сельскохозяйственной академии. 2009. № 3. С. 72-76.
10. Фомина М.В. Моделирование мощности вертикального лопастного смесителя на основе статистических выражений / М.В. Фомина, В.В. Коновалов, А.В. Чупшев [и др.] // Инновационная техника и технология. 2016. № 3 (8). С. 50-56.
