CC BY
22
УДК 658.527.011.56 Доц. Р.Я. ОрЫовський, канд. техн. наук;
студ. В.В. Кулжов - УкрДЛТУ
ВПЛИВ НАД1ЙНОСТ1 ТЕХНОЛОГ1ЧНОГО ОБЛАДНАННЯ НА ЕФЕКТИВН1СТЬ АВТОМАТИЗОВАНИХ ВИРОБНИЧИХ СИСТЕМ
Розглядаються питання застосування сучасних методiв визначення надiйностi устаткування для вир1шення завдань пiдвищення ефективностi функцюнування авто-матизованих виробничих систем на тдприемствах лiсопромислового комплексу.
Doc. R. Ya. Orikhovsky; stud. V.V. Kulikov - USUFWT
Influencing of reliability of a production equipment on an overall performance of the automated manufacturing systems
The problems of usage of modern methods of definition of reliability of the equipment for the sanction of problems of increase of efficiency of operation of the automated manufacturing systems on firms of a timber industry complex are esteemed.
Серед найважливших фактор1в порушення заданих умов взаемоди м1ж мехашзмами, шструментами i заготовками знаходяться не тшьки шюд-лив1 впливи на обладнання, що утворюються у процес його тривало! експлу-атаци, але й циклiчна нестабiльнiсть параметрiв роботи, яка проявляеться з самого початку експлуатаци технолопчно! лши. Тому трактування явищ на-дiйностi автоматизованих виробничих систем (АВС) з позицiй тшьки зношу-вання i накопичування пошкоджень е недостатшм. У технологiчних лшях вiдмови впливають на технологiчну надшшсть через випадковий характер розмiрiв i певних характеристик заготовок, параметрiв верста^в та !х вузлiв, iнструментiв. Вс фактори, що спричинюють тою чи шшою мiрою виникнен-ня вщмов у роботi технологiчних лiнiй подшяють на три окремих групи: сис-meMammni, ци^чно diwui та монотонно diwui фактори [1].
Систематичними факторами порушення заданих умов взаемоди мiж мехашзмами, заготовками та шструментами е таю, числовi значення яких стабшьш в рiзних послщовних реалiзацiях роботи машин. Бшьшють з них формуються в процес складання, налагодження i експлуатаци. У верстатах-автоматах i напiвавтоматах з програмним керуванням типовими систематичними похибками е похибки програм керування.
Циклiчно diw4i (оборотш) фактори в кожнш реалiзацil приймають випадковi значення в певному дiапазонi !х розподiлу. Цi фактори обумовлеш нестабiльнiстю зовнiшнiх умов, технологiчних i конструктивних параметрiв: розмiрiв i форм заготовок; фiзико-хiмiчних властивостей оброблюваних ма-терiалiв; температури i вологостi довкшля; режимiв обробки; температури i властивостей робочих рщин i газiв; початкових i кiнцевих положень мехашз-мiв; коефiцiента тертя; взаемного розташування конструктивних елемент1в; вiдтворення програм керування i т.д.
Монотонно diw4i (необоротш) фактори характеризуются монотонною та однобiчною змiною сво!х числових значень у процес експлуатаци машин. Цей процес може зупинити людина або спещальш компенсацшш засоби. До групи цих факторiв вiдносяться: зношення шструменту, деталей i вузлiв;
розрегулювання Mexam3MiB i пристро!в; погiршення властивостей робочих pi-дин i ra3iB; пропрацювання робочих поверхонь; стаpiння MaTepianiB, конструк-цiй, зниження ix стiйкостi; шдвищення квaлiфiкaщi персоналу обслуговуван-ня; покращення оpгaнiзaцii обслуговування. Бiльшiсть цих фaктоpiв обумовле-но зовнiшнiми впливами на машину в процес ii експлуатаци, впливом piзниx видiв енерги (мехашчно!', теплово!, xiмiчноi, електpомaгнiтноi).
Для ощнки нaдiйностi автоматизованих лiнiй нaйчaстiше використо-вуються нaступнi показники нaдiйностi: параметр inmencuenocmi потоку eiÖMoe X; функщя HadiüHoemi P(t); середне напрацювання на eiÖMoey tH; тер-мт служби N; середнш тeхнiчний ресурс R; гама-процентний ресурс; середнш час вiдновлeння тв; ттенсившстъ вiдновлeння и; коефщент готовностi КГ; коефщент техшчного використання КТ.
Показники надшност тюно пов'язаш з показниками пpодуктивностi автоматизованих лшш. Всi вони разом характеризують pоботоздaтнiсть автоматизованих лiнiй [2]. При цьому показники безвщмовност та вщновлюва-ностi вiдносяться до миттевих покaзникiв нaдiйностi й оцiнюють ii piвень у конкpетнi моменти експлуатаци. Комплексними показниками надшносп е коефщент готовност Кг i коефiцiент техшчного використання Кт.
Коефщент готовност1 КГ - математичне сподiвaння частини часу нормального функщонування aвтомaтизовaноi виро6ничо! системи. Визна-чаеться вiн тpивaлiстю безперебшно: роботи i часом вiдновлення. На вщнов-лення нормального процесу функщонування обладнання вимагаеться певний час. Витрати часу на вщновлення нормально: роботи устаткування збшьшу-ють тpивaлiсть iнтеpвaлiв випуску i знижують фактичну продуктившсть вер-стaтiв. Таким чином, у процес функцiонувaння робочих машин спостерь гаеться послiдовне чергування двох piзниx пеpiодiв - пеpiоди безпеpебiйноi роботи i пеpiоди вiдновлення робочого стану машин. Перюд безвiдмовноi роботи машини в теxнiцi називають часом напрацювання tH, а пеpiод вщновлен-ня ii pоботоздaтностi - часом вiдновлeння tB. Спiввiдношення мiж цими параметрами визначае техтчний piвень устаткування та ефективнiсть його використання у виробництвь Вiн ощнюеться долею часу безвiдмовноi роботи (часу напрацювання) - tH або коефщентом готовностi (1)
t Н
K г = Н . (1)
t Н + t В
Коефщент техшчного використання КТ - математичне сподiвaння частини часу перебування лши в роботоздатному сташ iз врахуванням трива-лостi функщонування i простоювань з причин виявлення та усунення вщмов, теxнiчного обслуговування i pемонтiв.
Фактичнi показники надшност визначаються за даними фактичних спостережень i вимipювaнь з !х належною математичною обробкою. Фактич-нi спостереження i розрахунки фактичних покaзникiв надшност меxaнiзмiв i пристро!в в умовах експлуатаци дощльно сумiщaти з аналопчними дослщ-женнями пpодуктивностi. Перед цими дослщженнями необxiдно детально оз-
найомитися з конструкщею та принципом дп автоматизовано1 лши (АЛ), методами 1х налагодження, експлуатацп тощо. Розрахунок очкуваних показни-кв надшност автоматизованих виробничих систем та 1х компонентiв (меха-нiзмiв i пристро!в, iнструменту, верстатiв i дiльниць) грунтуеться тiльки на узагальненнi результатiв випробувань на надшшсть аналогiчних конструкцiй. При цьому показники довговiчностi оцiнюються переважно за результатами стендових випробувань, в т.ч. - прискорених; комплексы показники, а також в основному показники безвщмовност та вщновлюваност - за результатами експлуатацшних дослщжень. Цi дослщження регулярно проводяться провщ-ними проектно-конструкторськими оргашзащями.
Стабiльнiсть функцiонування автоматизованих виробничих систем характеризуемся параметром Ерланга К для штервалу випуску. Його величина обчислюеться за допомогою формули (2). Параметр Ерланга К для штервалу випуску залежить в першу чергу вщ параметра Ерланга тривалост циклу Кц i коефiцiента готовност машини Кг. Тiльки для щеально! машини (Кг=1) цей параметр залишаеться на рiвнi його величини для тривалостей циклу. За допомогою формули (2) можна аналiзувати вплив на параметри iнтервалiв випуску не тшьки надiйностi машин, але й усiх iнших позациклових втрат, вик-ликаних як технiчними причинами, так i зовнiшнiми оргашзацшно-техшчни-ми. До останшх можна вiднести несвоечасшсть i невiдповiднiсть дiй оператора, вщсутшсть матерiалу, енерги, брак у робот та iн.
kib -
t
!б
t
Ц
К 2
Б
1б
Б Ц + t Ц
v к г
1
2 ^ t Ц
1
к;
к
+
Ц
с — л
2 Ьк -1 t Ц
V Ц У
(1 - К Г )2
-1
(2)
З метою шдтвердження достовiрностi отриманих аналiтичних розв'яз-юв та апробаци алгоритмiв моделювання тривалост iнтервалiв випуску продукций ми провели юбернетичний експеримент [3]. За спещально складеним алгоритмом i вщповщною програмою на персональнiй ЕОМ генерувались пе-рiоди безперебшно1 роботи ^ та вiдновлення роботоздатностi машин ^ i три-валостi технологiчних операцш tц з властивими 1м законами розподшу. Три-валiсть часу напрацювання tм i часу вiдновлення tв мають характер випадко-вих величин i розподiляються здебiльшого за експоненщальним розподiлом, тому параметр Ерланга тут дорiвнюе одиницi.
Спiввiдношення середнiх значень тривалост часу напрацювання tм i часу вiдновлення tв задаються коефщентом готовностi Кг. Але останнiй ш-яким жодним не визначае i не обмежуе 1х абсолютних величин. Ц величини залежать вiд типу технолопчного обладнання, його стану, оргашзаци обслу-говування, рiвня оргашзаци пращ як основного, так i допомiжного персоналу та низки iнших факторiв. Тому для зручностi аналiзу та узагальнення резуль-татiв експериментiв ми користувались вiдносними величинами часу напрацювання tН/tЦ i часу вiдновлення tВ/1Ц до середньо1 тривалост циклу. Ви-бiр дiапазону варшвання вхiдних факторiв в кiбернетичному експеримент
2
2
2
1
обумовлюють 1х реальнi величини у деревообробному виробництвi. Трива-лостi технологiчних операцiй змшюються в досить широкому дiапазонi - вщ декiлькох секунд до декшькох хвилин i бiльше. 1х параметр Ерланга змь нюеться вiд 1 до 100 i бiльше.
Отримаш результати статистичного моделювання однозначно шд-тверджують, що середне значення тривалост iнтервалiв випуску продукци визначаеться тшьки середньою величиною циклу машини i коефiцiентом 11 готовностi. Водночас на дисперсда iнтервалiв випуску, окрiм коефщента го-товностi, iстотно впливае тривалють як перiоду безперебшно! роботи техно-логiчного устаткування, так i часу вщновлення його роботоздатностi (рис. 1). Тшьки для абсолютно надшного устаткування (Кг=1) дисперсiя iнтервалу випуску залишаеться на рiвнi дисперси циклу. Зменшення надiйностi устаткування призводить до сильного зростання дисперси Iнтенсивнiсть цього зростання пiдвищуеться зi збiльшенням вщносно! величини часу вщновлення (1В/1Ц ) i вiдносного часу напрацювання (1Н/1Ц ) (рис. 1).
№00 / 400 / Ж
/ / /
/ !
40
10
0,1 0,9 0,8 0,7 0,6 Кг
Рис. 1. Залежшсть дисперси ттервалу
випуску Б вiд надiйностi Рис. 2. Вплив часу напрацювання на
технологiчного устаткування дисперст ттервалу випуску
Дещо шший характер залежностей спостершаеться за постшно! величини коефщента готовностi, тобто за стабшьно! надшносп машин (рис. 2). Величина дисперси штервалу випуску прямопропорцiйна вщноснш величинi часу напрацювання незалежно вщ величини коефiцiента готовностi. Ця властивiсть дае можливiсть порiвняно просто ощнювати дисперсiю iнтервалу випуску.
Сильне зростання дисперси штервалу випуску iз зниженням надшнос-тi машин, по-своему, приводить до штенсивного зменшення параметра Ерланга (рис. 3 i 4). Особливо рiзко знижуеться параметр К iз зменшенням ко-ефiцiента готовносл (рис. 3). Це зниження бшьш помiрне за постшно! величини коефщента готовностi машини за збшьшення вщносно! тривалостi часу напрацювання, особливо для бшьш високих величин коефщента готовносп (рис. 4, Кг=0.95).
В окремих випадках мало! надшносп машин i вщповщно! тривалостi часу напрацювання i часу вiдновлення дисперсiя штервалу випуску настшьки
зростае, що перевищуе квадрат його середньо! тривалост (Д1В < 11В). Тодi параметр Ерланга опускаеться нижче критично! межi i стае меншим вiд одиницi
(К<1) (рис. 3-4). Така тривалiсть штервалу випуску настiльки видозмшюеть-ся, що не вкладаеться у рамки моделi Ерланга. Це явище однаково проявляемся в аналiтичних залежностях i в результатах iмiтацiйного моделюван-ня. Параметр стабшьност циклу Кц проявляе сильний вплив на допустиму надшшсть машини лише в дiапазонi вщ Кц=1 до Кц=2 (рис. 5). Тут допустимi межi коефiцiента готовност досить високi (Кгд=0.90-0.98). Забезпечити таку надшшсть в умовах деревообробного виробництва нелегко. Дальше зростан-ня параметра стабшьност циклу Кц мало впливае на допустиму надшшсть машини.
Таким чином проявляеться важливе значення первинного впорядку-вання стабшьност тривалост циклу. 1нтенсившше i в ширшому дiапазонi впливае на допустиму надiйнiсть вщносна тривалiсть часу напрацювання. Цей вплив особливо вщчутний в дiапазонi 1 < 1Н/1Ц < 25. Дальше зростання
вщносного часу напрацювання значно менше впливае на шдвищення межi допустимо! надшност машини.
«Г= 0,95
0,90
20
40
60
80
Ья/Ьг
Рис. 3. Залежшсть параметра Ерланга штервалу випуску вiд коеф^ента готовностi
Рис. 4. Вплив тривалостi часу напрацювання на параметр Ерланга при постшнш надiйностi машини
Рис. 5. Допустимi величини коефщента ш____готовностi
о 10 20 30 40 ЬИПЦ
Проведет з використанням ПЕОМ за допомогою iмiтацiйних моделей статистичш дослщження та аналiз л^ературних джерел, дае змогу сформу-лювати наступнi висновки:
• надшшсть технолопчного обладнання створюе значний вплив на фактичну продуктивтсть та ефективтсть автоматизованих виробничих систем у дере-вообробнш галузц
• комплексними показниками, якi оцшюють над1йн1сть виробничого устаткування, технолопчних лшй е коефщент готовност та коефщент техшчного використання;
• отримаш результати статистичного моделювання однозначно пвдтверджу-ють, що середне значення тривалост 1нтервал1в випуску продукци визначаеться величиною середнього значення часу технолопчно! операцл i коефь щентом готовностi верстату;
• на дисперсш iнтервалiв випуску, ^м коефiцiента готовности iстотно впли-вае як тривалють перiоду безвiдмовноï роботи технолопчного устаткування, так i час ввдновлення його роботоздатностi;
• зменшення надшносп устаткування призводить до значного зростання дисперси штерватв випуску продукци. Це зростання iнтенсифiкуеться iз збшь-шенням вiдносноï величини часу ввдновлення роботоздатност верстату, а та-кож вiдносного часу безвiдмовноï роботи верстату;
• значне зростання дисперси штервалу випуску iз зниженням надiйностi машин, призводить до штенсивного зменшення параметра Ерланга для штервалу випуску (коефщента стаб^ност!). Особливо рiзко знижуеться коефiцiент стабiльностi обладнання iз зменшенням його коефiцiента готовност!
Л1тература
1. Дудюк Д.Л., Загвойська Л.Д., Максим1в В.М., Сорока Л.М. Елементи теорп ав-томатичних лшш: Навч.иоабник. - Ки1в-Льв1в: 1ЗМН, - 1998 р. - 192 с.
2. Максим1в В.М. Моделювання ироцеав функцюнування автоматизованих лшш деревообробки: Монограф1я. - Льв1в: УкрДЛТУ, - 1997 р., - 184 с.
3. Дудюк Д.Л., Максим1в В.М., Сорока Л.Я., Ор1ховський Р.Я. та ¡ншь 1м1тацшне моделювання гнучких автоматизованих лшш у люовиробничому комплекта. - Кшв.: 1СДО, 1996 р. Монограф1я: За ред. Дудюка Д.Л. - 140 с.
УДК 339.138 Acnip. С.Б. Романишин1 - НУ "Львiвська полтехтка "
РЕКЛАМНА СТРАТЕГ1Я ДЛЯ НОВИХ ТОВАР1В
Висвiтлено особливостi стратеги реклами при виведенш на ринок нових това-piB, зокрема, наголошено на специфiцi формування рекламного бюджету.
DoctorateS.B. Romanyshyn -NU "L'vivs'kapolitekhnika" Advertising strategy for new products
Specific features of advertising strategy in introducing new products are shown. Special consideration is given to advertising budget formation.
Протягом останнього десяташття i3 посиленням pолi маркетингу в дь яльност шдприемств, рекламш витрати в свiтовому масштабi та в Укра1ш пос-тiйно продовжують зростати. Так, обсяг рекламного ринку Украши в 2001 р. становив близько 200 млн. дол., у 2002 р. - 260 млн. дол., а у 2003 р. - близько 350 млн. дол. [1]. При цьому, на вщмшу вщ краш з розвинутою ринковою еко-номжою, нестача в Укра1ш теоретичних розробок i практичних навиюв здшснення рекламно! дiяльностi спричиняе вiдносно низьку И ефективнiсть, що негативно позначаеться на загальнiй конкуpентоспpоможностi вiтчизняних
1 Наук. кер1вник: проф. О.£. Кузьмш, д-р екон. наук - НУ "Льв1вська полггехшка"
