CC BY
12
ническим требованиям, наблюдаются при а = 315...355 мм. Так, при а = 335 мм потери равны 4,7 %, а количество почвенных примесей - 4,1 %.
При определении оптимального значения высоты установки выкапывающе-сепа-рирующего рабочего органа к (расстояние от поверхности почвы до нижней крайней точки рабочей поверхности битера и ротора) все параметры выкапывающе-сепари-рующего рабочего органа остались такими же. Диаметр ротора Ор приняли равным 140 мм, расстояние между битером и ротором а = 335 мм.
Корреляционная связь между величиной потерь 8 лука-репки и высотой установки выкапывающе-сепарирующего рабочего органа к выражается уравнением параболической функции
8(к) = 1,7503 - 0,0609 • к + 0,0088 • к2,
при этом индекс корреляции Я = 0,99.
А корреляционная связь между количеством почвенных примесей в ворохе е и высотой установки выкапывающе-сепари-рующего рабочего органа к выражается уравнением параболической функции
е(к) = 16,259-1,0044• к + 0,019• к2,
при этом индекс корреляции Р=0,98.
После обработки опытных данных строили графики зависимостей величины потерь лука-репки 8 % и количества почвенных примесей в ворохе е % от высоты установки выкапывающе-сепарирующего рабочего органа к (рис. 4).
Анализируя график, приведённый на рис. 4, видим, что высота установки выка-
пывающе-сепарирующего рабочего органа оказывает значительное влияние на протекание технологического процесса. Лучшие качественные показатели при устойчивом технологическом процессе наблюдаются при к = 8...12 мм. При этом величина потерь лука 8 соответствует агротехническим требованиям и составляет 2,2...6,2 %, а количество почвенных примесей е в ворохе -3,1...4,5 %.
С увеличением высоты установки вы-капывающе-сепарирующего рабочего органа полнота выкопки лука заметно снижается. Так, при 9 мм потери - 10,9 %. Это объясняется тем, что захват ботвы лука происходит в верхней части, более слабой по прочностным свойствам. Некоторая часть ботвы вообще не попадает в выкапываю-ще-сепарирующий рабочий орган. При малых значениях к (менее 3 мм) возрастает количество почвенных примесей, забираемых выкапывающе-сепарирующим рабочим органом вместе с луковицами.
Литература
1. Хвостов, В. А. Машины для уборки корнеплодов и лука (теория, конструкция, расчет) / В. А. Хвостов, Э. С. Рейнгард. -М., 1995. - 391 с.
2. Хвостов, В. А. Проектирование ово-щеуборочных машин (теория, конструкция, расчет): Учебное пособие / В. А. Хвостов, Н. П. Ларюшин. - Пенза, 1994. - 168 с.
3. Комплекс машин для производства лука. Теория, конструкция, расчет: Учебник / Н. П. Ларюшин, А. В. Поликанов, О. Н. Ку-харев, А. М. Ларюшин [и др.]. - М.: ФГНУ «Росинформагротех», 2005. - 248 с.
УДК 658.382.2
РЕЗУЛЬТАТЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНО-ТЕОРЕТИЧЕСКИХ ИССЛЕДОВАНИЙ ПОСТРАДАВШИХ ОТ НЕСЧАСТНЫХ СЛУЧАЕВ В ФУНКЦИИ СТАЖА РАБОТЫ
Р. В. Шкрабак, канд. техн. наук, доцент; Л. А Сатюкова, аспирант, О. Ю. Молоткова, аспирант
ФГОУ ВПО «Санкт-Петербургский государственный аграрный университет», т. (812) 451-76-18; е-таП: v.shkrabak@mail.ru
Приведены результаты экспериментально-теоретических исследований пострадавших в Тюменской области от несчастных случаев в функции стажа работы. Доказано, что эта зависимость имеет логнормальное распределение.
Ключевые слова: несчастные случаи, стаж работы, логнормальное распределение.
Производственные процессы в агропромышленном комплексе (АПК) сопровождаются несчастными случаями, которые так или иначе связаны со стажем работы. Наличие стажа работы предполагает при-
обретение опыта и навыков, достаточной обученности, соблюдение технологической и производственной дисциплины, требований охраны труда, приобретение стереотипа необходимости соблюдения правил
техники безопасности на каждом рабочем месте. Однако в условиях производства АПК встречаются случаи, когда указанные предположения не сбываются по причинам организационно-технического характера, включая необеспеченность рабочих мест всем необходимым для выполнения требований охраны труда, нарушения требований безопасности в технологических процессах, несоответствие оборудования и самих технологий требованиям системы стандартов безопасности труда, человеческий фактор и др. Это относится к производству в отрасли в целом, в том числе и к сельскохозяйственному производству Тюменской области.
Выполненные экспериментальные исследования травмоопасности работников, пострадавших на производстве в Тюменской области, в функции стажа работы за 2008 год представлены на рисунке.
% 4
0 5 10 15 20 25 С Распределение пострадавших
от несчастных случаев по стажу работы: ЧП - число пострадавших (чел.);
Ср - стаж работы (лет)
Из рисунка видно, что: без стажа работы за год пострадало 3 человека; со стажем от 1 до 5 лет - 25 чел.; со стажем от 6 до 10 лет - 40 чел.; со стажем от 11 до 15 лет - 36 чел.; со стажем от 16 до 20 лет -23 человека и свыше 21 года - 16 человек. Причины травмирования трёх человек без стажа работы (в числе которых один ученик электромонтажника погиб в первый день работы) кроются в отсутствии опыта и навыков, а также в недостаточной обучен-ности соблюдению технологической дисциплины и выполнению требований охраны труда, которые, как показали исследования, они плохо усвоили. По существу, теми же причинами объясняется численность травмированных (25 чел.) при стаже работы от 1 года до 5 лет; у этой категории работников еще не выработан стереотип строгого соблюдения мер безопасности.
Высокий уровень травматизма в других возрастных группах объясняется отсутствием действенной системы обучения охране труда. За годы «перестройки» нарушена система профессиональной подготовки рабочих кадров, равно как и профессионального обучения вновь поступающего на работу персонала. Восстановление утраченного требует затрат, на что неохотно идут работодатели. Кроме того, периодическое обучение охране труда и аттестация рабочих мест в большинстве случаев носят формальный характер, чем и объясняется высокий уровень травматизма в стажевой группе от 6 до 10 лет, равно как и в остальных. К этому надо добавить и человеческий фактор, а также факторы трудовой и технологической дисциплины, которые в настоящее время требуют существенного улучшения и совершенствования. Основные причины представленного уровня травматизма заключаются в недостаточной организации рабочих мест, содержании их и территорий предприятий в целом, а также других факторах.
В целях теоретического анализа ситуации и ее прогноза представляет интерес аналитическое описание травмирования и травмоопасности пострадавших по стажу работы. Для решения поставленной цели аппроксимируем экспериментальные данные методом наименьших квадратов [1]. Рассматривая рисунок, отметим, что представленная кривая описывается функцией вида у = (х + а) • е~Ьх, для которой справедливы точные равенства:
у = (х + а) • е-х;
у 2 = (х2 + а) • е-Ьх2;
Уп = (хп + а) •е ■
Это не всегда имеет место на практике. Поэтому равенства выполняются лишь приблизительно, т. е.
(х + а) • е-х и у,
(Х2 + а) • еи у2,
(хп + а) • е^Ьх" и уп■
Прологарифмируем данные выражения:
1п[(х1 + а) • е~Ьх' ] и 1п у.
-Ьх 1 (х.' + а) и 1п у.,
где / изменяется от 1 до п.
Так как левые и правые части не совпадают, то запишем
е,- = 1п у' + Ьх1 • (х + а) = 1п у' + Ьх2 + Ь • а • хг
Нива Поволжья № 3 (16) август 2010 75
Числа представляют собой уклонения или невязки.
Естественно искать такие коэффициенты "а" и "Ь", чтобы эти уклонения были как можно меньше. Для этого образуем сумму квадратов всех уклонений:
б = ¿2+^22+...+*и2 = £ ¿.
1=1
Для минимизации г1 необходимо, чтобы величина £ ^ шт, т. е. стала наименьшей. Тогда все уклонения будут малы более или менее равномерно (в этом, как известно, и состоит идея метода наименьших квадратов).
Заменим £ их выражениями и запишем £ в форме
п
£ = V (1пу1 + Ьх1 + Ь • а • х1 )2.
1=1
Здесь х и у постоянны (результаты наблюдений); параметры " а" и " Ь" можно менять, вследствие чего будет меняться и £ . Таким образом, £ есть функция двух переменных: " а" и "Ь".
Для минимизации £ найдем частные производные дБ/да и дБ/дЬ и приравняем их к нулю.
В результате получаем систему двух уравнений с двумя неизвестными "а" и "Ь":
дБ п
— = V 2(1пу. + Ьх2 + Ь • а • х.) • Ьх,;
_ да
дБ п
— = V 2(1п у,. + Ьх2 + Ь • а • х 1) • (х,2 + ах.).
I дЬ £1
Приравняв к нулю, вынеся постоянные множители и сокращая на 2, получим:
Ь% •Ьу +Ь2^+Ь2ф=°;
1=1 1=1 1=1
<
п п п
(х +а)^Хх-'1пУ+Ь(х +а>Хх3+Мх=°.
1=1 1=1 1=1
Сократим равенства на "b" и на (xt + a) :
,1=1 1=1 1=1 г=1 г=1 1=1
Все суммы - постоянные числа (результаты измерений), представленные в таблице.
Численные значения параметров теоретической модели числа пострадавших от несчастных случаев в функции стажа работы
n Xi Yi lnyi Xi2 Xi3 Xi4 xi lnyi xi2 lnyi
1 1 10 2,303 1 1 1 2,303 2,303
2 5 35 3,555 25 125 625 17,775 88,875
3 10 39 3,664 100 1000 10000 36,64 366,4
4 15 30 3,401 225 3375 50625 51,015 765,225
5 20 20 2,996 400 8000 160000 59,92 1198,4
6 25 13 2,565 625 15625 390625 64,125 1603,125
7 30 7 1,946 900 27000 810000 58,38 1751,4
7 106 154 20,43 2276 55126 1421876 290,158 5775,728
Из системы уравнений определяем коэффициенты "a" и "b" :
Г 290,158
b=-
55126+2276a
290158
-:-(2276a2+110252-a+1421876)+290,158a+5775,728=0
I 55126+2276a
Решение последнего уравнения позволяет определить численное значение " a ", а затем и "b" : a « -34,25 , b « 0,013.
В итоге получили аппроксимирующую функцию вида:
y = ( x - 34,25) • e~0,013'x.
Эта функция представляет логнормальное распределение случайной величины.
Таким образом получена экспериментально-аналитическая зависимость травматизма работников, пострадавших на производстве, в функции стажа работы. Это даёт возможность прогнозировать ситуацию и иметь ожидаемую картину травматизма в зависимости от стажа работы. Зная стаже-вые группы работающих на предприятии, службы охраны труда и администрация получают реальную возможность объективного распределения сил и средств профилактики травматизма. Основой этого является целенаправленная профилактика травм за счет комплекса трудоохранных мероприятий. Ныне, как следует из работ научных трудоохранных школ СПбГАУ и ВНИИОТ (г. Орел), в АПК такими мероприятиями являются [2]: нормативно-правовое, организационно-техническое, санитарно-гигиеническое, медико-профилактическое, инженерно-техническое и кадровое обеспечение безопасности. Ответ на вопрос, что является превалирующим применительно к конкретным условиям, дают результаты анализа травматизма и его объективных причин. Это надо учитывать особо, иначе трудно объяснить, что наибольшее число травмируемых приходится на стажевую группу 4...5 и 15...17 лет. Казалось бы, специальность освоена, стаж достаточен, опыт есть, неоднократно пройде-
ны обучение, аттестации и инструктажи по охране труда, освоены технологии и методы и средства их реализации, однако на названную стажевую группу приходится наибольшее число пострадавших. Очевидно, что в данной ситуации надо учитывать не только перечисленные пути профилактики, но и обратить внимание на режим труда и отдыха, применяемость средств индивидуальной защиты, человеческий фактор, психофизиологические особенности и др.
Изложенное не означает, что другим стажевым группам должно быть уделено меньше внимания в вопросах профилактики травматизма. Наступательный характер
профилактики должен быть одинаковым для различных стажевых групп, а вот методы и средства профилактики должны учитывать ряд вышеназванных особенностей.
Литература
1. Вентцель, Е. С. Теория вероятностей: учебник для вузов / Е. С. Вентцель. - 10-е изд., стер. - М.: АОАРЕМА, 2005. - 572 с.
2. Шкрабак, В. В. Стратегия и тактика динамичного снижения и ликвидации производственного травматизма в АПК (теория и практика): монография / В. В. Шкрабак. -СПб.; Пушкин: СПбГАУ, 2007. - 580 с.
Нива Поволжья № 3 (16) август 2010 77
