CC BY
13
3. ТЕХНОЛОГ1Я ТА
УСТАТКУВАННЯ ДЕРЕВООБРОБНИХ 111ДПР1Ю1СТВ
УДК 674.815-41 Проф. В.В. Шостак, д-р техн. наук - УкрДЛТУ;
1НЖ. В.1. Полоз - Коломийський полтехшчний коледж
ДОСЛ1ДЖЕННЯ РЕМОНТОПРИДАТНОСТ1 ОБЛАДНАННЯ ГОЛОВНОГО КОНВЕСРА Л1Н11 ПРЕСУВАННЯ ДЕРЕВНОСТРУЖКОВИХ ПЛИТ
Визначеш показники ремонтопридатностi. Тривалють вiдновлення мае розпо-дiл Вейбулла-Гшденка. Встановлено залежностi показникiв ремонтопридатностi вщ тривалостi оперативно! роботи обладнання.
Ключов1 слова: надiйнiсть, ремонтопридатнiсть, обладнання, деревностружко-ва плита
Prof. V.V. Shostak - USUFWT; eng. V.I. Poloz - Kolomyja, Polytechnic college
Research of maintainability of the equipment of the main conveyor of a line
of particleboard pressing
Parameters of maintainability are determined. Duration of restoration has distribution of Vabull-Gnidenko. Dependences of parameters of maintainability on duration of operative work of the equipment are established.
Keywords: reliability, maintainability, the equipment, particleboar
Дослщження провели на завод! "1нтерплит" Надв!рнянського люоком-бшату. Завод працюе у три змши в безперервному режим!. Зупинку здшсню-ють тшьки на профшактичш ремонти (на два-три дш кожен мюяць). Один раз в рш проводять каштальний ремонт зупиняючи завод на 20...25 дшв. Обладнання заводу представляе собою комплекс автоматичних лшш як об'еднаш послщовно i працюють в одному режим!. Для таких систем надшшсть е вирь шальним показником, який визначае соб!вартють продукци i продуктившсть обладнання. Дослщженням надшност обладнання для виробництва дерев-ностружкових плит присвячено ряд робгг [1, 2]. Однак у цих роботах не визначеш показники ремонтопридатност обладнання, що працюе за безтддон-ним способом.
Метою наших дослщжень було встановити залежшсть показниюв ре-монтопридатност обладнання вщ часу його оперативно! роботи. Визначення
показниюв ремонтопридатностi проводили шляхом збирання статистичних да-них про вiдмови i тривалiсть 1х вiдновлення. Для цього були розробленi форми журналу куди записували: дату i змiну; назву обладнання i вузла, що вщмовив; вид ремонтних робiт, виконаних для усунення вщмови; тривалiсть простою у хвилинах; причину вщмови; кшьюсть робггниюв ремонтникiв, що працювали.
Дослiдження експлуатацшно! надiйностi обладнання проводили про-тягом п'яти ремонтних циклiв (п'ять роюв). У кожному ремонтному циклi час роботи мiж окремими профiлактичними ремонтами розглядали як мiжремот-ний перюд. У табл. 1 наведено зведену вщомють експлуатацiйних дослщ-жень за п'ять ремонтних цикшв. В нш прийнято такi позначення: ¿Р - опера-тивний час роботи обладнання за мiжремонтний перiод; п - кшьюсть вщмов за мiжремонтний перюд; ¿тх - тривалiсть простою обладнання з техшчних причин за мiжремонтний перiод.
Табл. 1. Зведеш дат про експлуатацшну надшшсть обладнання заводу
"¡нтерплит " за п 'ять ремонтних циклiв (протягом п 'яти рок1в)
М1жре- 1- й рем. цикл 2- й рем. цикл 3- й рем. цикл
монтш .тх ¿тх .тх
перюди п *Р п р п
1 512 39 80 507,9 65 95,4 503,8 119 114,3
2 508 94 88 505,1 79 105,6 524,3 106 155,5
3 506 91 116 501,9 81 64,5 539,9 135 131,1
4 510 89 94 545,5 113 116,9 511,0 100 114,5
5 510 119 110 501,9 124 64,5 511,0 113 114,5
6 502 76 70 502,3 92 115,8 503,8 104 114,3
7 500 87 57 523,9 133 116,3 482,2 100 113,8
8 510 71 96 481,6 96 33,2 771,9 85 224,4
9 480 77 32 509,2 89 64,7 539,9 102 115,1
10 492 59 43 522,7 119 147,1 484,4 89 52,5
11 500 73 79 250,8 79 46,1 489,3 96 114,0
12 490 61 108 - - - 487,2 97 42,3
13 500 79 81 — - - 535,0 81 114,5
14 354 41 124 - - - - - -
Табл. 1. (продовженнЯ)
М1жре- 4-й рем. цикл 5-й рем. цикл
монтш перюди .Р п .тх .р п .тх
1 490 81 104 493 123 86
2 524 146 151 500 96 67
3 510 116 42 490 95 52
4 508 105 114 460 45 68
5 512 97 119 510 90 77
6 490 87 130 490 82 82
7 834 103 132 500 92 90
8 500 101 81 490 83 87
9 482 106 76 500 93 123
10 490 129 70 510 109 99
11 12 480 95 78 224 34 86
13 14 - - - - - -
За трудомютюстю вiдновлення всi вiдмови подiляли на три групи складносл: до першо! групи вiдносили вiдмови, що усувались замiною деталей, розмiщених назовш вузлiв i агрегатiв (усунення вщмов проводиться без розбирання), а також неплановi види технiчного обслуговування (регулюван-ня передач, зазорiв, пружин). Трудомютюсть вiдмов першо! групи не бшьше двох людино-годин. До друго! групи вщносили вiдмови, що усувалися ремонтом або замшою легкодоступних вузлiв i агрегатiв. Трудомiсткiсть усунення цих вщмов становила вiд 2 до 10 людино-годин. До третьо! групи складност вiдносили вiдмови для усунення яких необхщно вiдкривати внут-рiшнi робочi порожнини найвiдповiдальнiших вузлiв i агрегатiв (редукторiв, помп, варiаторiв), проводити розбирання, складання i регулювання. Трудо-мiсткiсть усунення цих вщмов становила понад 10 людино-годин.
У кожному мiжремонтному перiодi час роботи обладнання розбивали на iнтервали i в кожному iнтервалi визначали тривалють вiдновлення кожно! вiдмови. Як приклад у табл. 2 наведено вхщш дат для розрахунку показни-юв ремонтопридатностi.
Для розрахунку показникiв ремонтопридатност данi для кожного мiжремонтного перюду i кожного ремонтного циклу звели в окремi таблицi для окремого штервалу. Як приклад у табл. 3 наведено вхщш данi для розрахунку показниюв надiйностi для першого ремонтного циклу восьмого штервалу вЫх 14 мiжремонтних перiодiв.
Табл. 2. Вхiднi дат для розрахунку показнишв ремонтопридатностi
для восьмого мiжремонтного перюду першого ремонтного циклу
1н- тер- вал Оперативный час роботи гр, год. Час роботи на штерва- л1 Atp, год. Кшь-кють вщ-мов, п Тривалшть ввдновлення на штервал1 tв, хв. Сума ввд-новлень Просто! з оргат- за-цшних причин, год.
хв. год.
1 25 25,0 3 93, 80, 67 240 4 3
2 82 57,0 9 73,78,68,65,81,87,82,83,103 720 12 3
3 141 59,0 9 56,52,54,49,54,50,57,57,51 480 8 5
4 195 54,0 8 97,113,88,86,81,112,96,47 720 12 6
5 251 56,0 8 87,96,76,78,84,79,79,81 660 11 6
6 308 57,0 7 87,93,99,75,76,94,76 600 10 5
7 370 62,0 6 99,93,61,95,67,125 540 9 1
8 422 52,0 7 87,96,92,66,105,95,119 660 11 8
9 475 53,0 9 92,81,99,84,75,75,66,85,63 720 12 7
10 510 35,0 5 91,88,83,88,70 420 7 6
Шсля статистичного оброблення наведених у табл. 3 даних отримаш статистичш показники, що записаш в останнш графi таблицi. За цими дани-ми бачимо, що асиметрiя i ексцес для цих даних бшьше шж потроеш значен-ня !хшх середньоквадратичних вiдхилень. Це означае, що тривалють вщнов-лення вiдмов не шдпорядковуеться нормальному закону розподiлу.
Табл. 3. Bxidrn дат для розрахунку показнитв peMOHmonpudamHocmi
для першого ремонтного циклу, восьмого штервалу
Мiж- Три-
ре- ва- Кшь- Тривалшть вiдновлення
мон- лiсть шсть Статистичш
тний штер- вiд- вiдмов te, хв. показники
перь валу, мов
од год.
Середне значення
тривалост ввдновлен-
1 52 5 161, 142, 169, 152, 96 ня - 68,632 хв.; дис-
2 55 12 51,59,58,42,54,61,52,55,62,62,29,15 першя - 1447,056;
3 51 10 87,102,84,72,91,76,87,114,78,49 середне квадратичне
4 49 9 82, 83, 79, 62, 78, 90, 70,87, 29 ввдхилення - 38,0402;
5 50 12 73,59,71,46,36,67,62,54,65,51,50,86 похибка середнього
6 59 9 42, 52, 43, 49, 45, 50, 40, 51, 48 значення - 3,4024;
7 60 11 36,38,49,49,44,48,45,43,49,47,32 коефщент варiаци -
8 52 7 87, 96, 92, 66, 105, 95, 119 55,426 %; показник
9 58 11 24,23,25,17,16,20,26,17,24,26,22 точноси - 4,957 %;
10 61 8 38, 45, 35, 37, 37, 34, 49, 25 асиметрiя - 1,281; ек-
11 53 10 67,53,49,70,68,54,74,62,57,106 сцес - 1,935; середне
12 50 7 119, 128, 118, 88, 150, 115, 122 квадратичне ввдхи-
13 53 9 80, 55, 78, 69, 76, 68, 75, 78, 21 лення асиметри -
14 44 5 156, 149, 177, 135, 223 0,2148; середне квад-ратичне ввдхилення ексцесу - 0,4195
Для таких процеЫв як вщновлення деревообробного обладнання реко-мендуеться використати закон розподшу Вейбулла-Гшденка. Для визначення napaMeTpiB цього закону використали теоретичну залежнiсть для iмовiрностi не вiдновлення
G(te ) = exp
't ^b
v а у
(1)
де: te - поточнi значення тривалостей вiдновлення вiдмов; b - параметр фор-ми; а - параметр масштабу. Введемо таке позначення
У = ln[G(te)], (2)
i ще раз логарифмуемо
lny = ln{- ln[G(te)]} = b • lnte - b • Ina. (3)
Якщо по ос z вiдкласти lny, а по ос x - lnte, то отримуемо рiвняння
прямо!
z = b • x - A, (4)
де A = b • lna.
Статистичш значення iмовiрностi невщновлення визначаються за формулою
G(te) = 1 - N, (5)
де: пы - сумарна кiлькiсть вiдновлень що потрапили сюди з першого до I -го штервалу, комулятивна сума вщмов; N - загальна юльюсть вiдмов.
Рiвняння прямо! (4) отримуемо шляхом оброблення даних за методом найменших квадратiв у логарифмiчнiй системi координат. Для цього зi ста-тистичного ряду знаходили найменшу i найбiльшу величину тривалостi вщ-новлення. Кшьюсть iнтервалiв знаходили за формулою
к = 1 + 3,2 • lgN, (6)
де N - юльюсть вiдновлень (N=125 з табл. 3). Приймаемо см iнтервалiв.
Найменша тривалiсть вiдновлення 15 хв. (1п15 = 2,7), найбшьша величина тривалостi вiдновлення 223 хв. (1п223 = 5,407). У табл. 4 наведено приклад розрахунку параметрiв розподшу Вейбулла-Гнiденка.
Табл. 4. Перетворення для визначення napaMempie закону розподшу для _восьмого штервалу першого ремонтного циклу_
Межi iнтервалiв, хв. Межi в лога-рифмiчнiй сис-темi Трива-лшть штер-валiв, Ate, хв. Середина интервалу, хв. Комулятивна сума ввд-мов noi 1мо-вiр-нiсть невiд-нов-лення G (te ) lny
tmin tmax lnt lnt
14,8797 22,0400 2,700 3,093 7,1602 18,1094 7 0,944 -2,8538
22,0400 32,6457 3,093 3,486 10,6058 26,8237 17 0,864 -1,9230
32,6457 48,3551 3,486 3,879 15,7093 39,7314 38 0,696 -1,0151
48,3551 71,6238 3,879 4,271 23,2688 58,8505 78 0,376 -0,0221
71,6238 106,0897 4,271 4,664 34,4659 87,1697 108 0,136 +0,6904
106,0897 157,1408 4,664 5,057 51,0510 129,1164 121 0,032 +1,2354
157,1408 232,7580 5,057 5,450 75,6173 191,2479 125 0,000 +2,2443
Якщо за даними табл. 4 побудувати графш, то бачимо, що залежшсть z = lny = b • lnt - A представляе собою пряму лiнiю. Шсля оброблення даних табл. 4 за методом найменших квадра^в отримали значення параметра фор-ми b=l,8787 i параметра масштабу «=77,3147. Перевiрення адекватност прийнято! гiпотези про закон розподшу Вейбулла-Гшденка виконали за кри-терiем Пiрсона. Для кiлькостi ступенiв свободи т =7-2-1=4 i значущостi
а =0,05, табличне значення критерда Пiрсона х т = 9,5. Розрахунковi значення
2
Хр лежать у межах 6,9...9,4. Густина розподiлу тривалостей вiдновлення для розподiлу Вейбулла-Гшденка (рис. 1) визначаеться за формулою
fe (te ) =
b (t ^
b-1
а
e
V а j
• exp
te b e
V а j
(7)
де te - середина штервалу тривалостей вщновлення.
Статистичш значення густини розподшу тривалостей вщновлення визначаються на iнтервалах
fe (в У
N -Ate
(8)
де Ate - тривалють iнтервалiв часу вiдновлення. fe (tв) 0.014
0.012 0.01 0.008 0.006 0.004 0.002 0
2
4
/
/ I \ 1
1
0
50
100
150
200
250
t e, хв
Рис. 1. Густина розподту тривалостей вiдновлення: 1 - теоретична крива; 2 - статистична siстограма розподыу
З рис. 1 бачимо, що основна кшьюсть вщновлень лежить у межах 50...60 хв. Вщновлення, тривалютю бшьше 120 хв. становлять до 7 % вщ за-гально! кшькост вiдмов. Iмовiрнiсть вiдновлення обладнання за заданий час te (рис. 2) визначаеться за такою формулою
Рв {te ) =1 - exP
te e в
V а у
(9)
P в (t в )10
0.9 0.8 0.7 0.6 0.5 0.4 0.3 0.2 0.1 0.0
2 - "
/ 1
' 1
J
Л А
50
100
150
200
250 t в, хв
Рис. 2. iMoeipHicmb вiдновлення обладнання за час te: 1 - теоретична крива; 2 -
статистична г^тограма
Шсля оброблення вшх даних за вище наведеною методикою отримали середш показники ремонтопридатностi для вЫх десяти iнтервалiв роботи об-
0
ладнання за п'ять ремонтних циклiв (табл. 5). З ще! таблицi бачимо, що се-редня тривалiсть вiдновлення te(cp) i параметр форми b залежать вiд
тривалостi оперативно! роботи обладнання. Шсля апроксимацi! наведених да-них за методом найменших квадра^в отримали рiвняння регресi! виду
te(ср) = 64,93 - 3,551 • 10-2 • tp + 5,676 • 10-5 • t2p, (10)
b = 2,535 - 4,949-10-3 • tp +1,211 •Ю-5 • tp. (11)
Адекватшсть отриманого рiвняння регресi! (10) перевiряли за крите-рiем Фiшера. Для кшькост ступенiв свободи fad= 7 i f= 40 для рiвня значу-щостi q= 0,05 табличне значення критерш Фiшера Ft= 3,34. Розрахункове значення критерш Фшера Fp= 1,09. Для рiвняння (11) розрахункове значення критерш Фшера Fp= 1,88.
Табл. 5. Показники peMOHmonpudamHocmi обладнання головного конвеера заводу _" ¡нтерплит "_
№ ш-тервалу Час оперативно! роботи t Р, Трива-лють штер-валу, At р, Середня тривалють вщнов-лення te, хв Се- редне квадра-тичне вщхи-лення Коефь щент варiацi! и, % Параметр форми b Се-редньо-квадра-тичне вщхи-лення Коефь щент варiацi! U , %
год. год.
1 38,69 38,69 65,06 8,230 12,65 2,25298 0,3782 16,79
2 91,96 53,27 62,16 7,610 12,24 2,25960 0,2946 13,04
3 145,69 53,73 59,55 4,131 6,94 2,07212 0,3160 15,25
4 201,91 56,22 56,08 6,014 10,72 2,14128 0,4058 19,14
5 258,96 57,05 60,47 7,899 13,06 2,06562 0,3948 19,11
6 313,09 54,13 63,97 8,620 13,48 2,20312 0,4602 20,89
7 366,85 55,76 60,73 8,889 14,64 2,38108 0,5550 23,31
8 421,26 54,41 58,99 7,147 12,11 2,35034 0,3051 12,98
9 469,26 47,00 57,11 4,034 7,06 2,75612 0,2820 10,23
10 510,70 41,44 63,54 3,893 6,13 3,38916 0,8921 26,32
На рис. 3 залежшсть середньо! тривалостi вщновлення вiд оперативного часу роботи обладнання представлена графiчно.
tв(ср)> хв 66
65 64 63 62 61 60 59 58 57 56 55
0 100 200 300 400 500 600
tp, год
Рис. 3. Залежшсть середнього часу вiдновлeння вiд оперативного часу роботи обладнання: А - статистичт дат; ♦- зар1внянням регресп
З рис. 3 бачимо, що на початку i в кiнцi мiжремонтного перiоду серед-ня тривалiсть вщновлення вища, нiж в серединi. Це пояснюеться тим, що в цей час переважають вiдмови друго! i третьо! груп складностi трудомiсткiстю до 10 i бiльше людино-годин.
На рис. 4 показано, як змшюеться параметр форми закону розподiлу Вейбулла-Гшденка для часу вiдновлення. З цього рисунку бачимо, що в кшщ мiжремонтного перiоду параметр форми зростае до значень бшьше 3,3. Це означае, що розподш часу вщновлення стае близьким до нормального. Ь 3.4
3.2 3 2.8 2.6 2.4 2.2 2
!
0
100
200
300
400
500
600
1„, год
Рис. 4. Залежшсть параметра форми вiд оперативного часу роботи обладнання:
Ф - статистичш дат; ■ - за р1внянням регресп
Параметр масштабу розподшу Вейбулла-Гшденка визначаеться за за-лежшстю
tв
a =
)
Г
1+1
ь
(12)
де Г - знак гамма функци.
Гамма функщя визначаеться з таблиць за квантшем (1 + 2/Ь ).
Висновки
Проведет дослщження дали змогу виявити закономiрностi змiни по-казниюв ремонтопридатностi обладнання для виробництва деревностружко-вих плит безпiддонним способом.
Встановлено, що тривалють вiдновлення обладнання мае розподш Вейбулла-Гшденка, параметри якого залежать вiд часу його оперативно! роботи. Визначеш закономiрностi дають змогу моделювати тривалiсть вщнов-лення обладнання лши пресування деревностружкових плит.
Лггература
1. Шостак В.В. Дослщження ремонтопридатносп кшематично! пщчастини лши пресування деревностружкових плит// Наук. вюник УкрДЛТУ: Зб. наук.-техн. праць. - Льв1в: УкрДЛТУ. - 2000, вип. 10.2. - С. 154-159.
2. Полоз В.1., Шостак В.В. Обладнання для пщготовлення технологично! стружки як об'ект надiйностi// Наук. вiсник УкрДЛТУ: Зб. наук.-техн. праць. - Львiв: УкрДЛТУ. - 2003, вип. 13.2 - С. 252-256.
3. Кокс Д., Смит В. Теория восстановления. - М.: Сов. радио, 1967. - 250 с.
УДК 674.047 Проф. Я.1. Соколовський, д-р техн. наук;
ст. викл. О.М. nempie - УкрДЛТУ
ВИЗНАЧЕННЯ ВПЛИВУ ТЕХНОЛОГ1ЧНИХ ФАКТОР1В НА ТЕПЛОМАСОПЕРЕНЕСЕННЯ У ПРОЦЕС1 ПРЕСУВАННЯ ДЕРЕВНОСТРУЖКОВИХ ПЛИТ
Наведено фiзико-математичну модель розрахунку динамши температурно-во-лопсних полiв у процес пресування деревностружкового пакету для змшно'1 дп пре-су. Здiйснено чисельну реалiзацiю моделi та проаналiзовано вплив основних техно-логiчних факторiв на динамiку температурно-волопсних полiв, тиску парогазово'1 су-M^i пiд час пресування.
Prof. Ya.I. Sokolowskyy; senior teacher O.M. Petriv - USUFWT
Determining of technological factors influence on heat and mass transfer under pressing process of particle boards
The physical-mathematical model for calculation of the dynamics of thermal and moisture fields during pressing process of particle board is presented for variable action of presser. The numerical realisation of the model has been done and an influence of the main technological factors on dynamics of thermal and moisture fields and on pressure of gas-vapour mixture under pressing have been analysed.
Актуальшсть дослщжень
Дефщит енергоносив на Укра1'ш зумовлюе вдосконалення технолопч-них процеЫв, зокрема в деревнообробнш галузь Детальне дослщження та мо-делювання процеЫв тепломасоперенесення тд час пресування деревностружкових плит (ДСП) дасть змогу виявити шляхи подальшоi штенсифжаци та вдосконалити даний процес.
Анал1з вщомих результат1в
Проблемнi виявлення впливу рiзних технологiчних факторiв, зокрема початковоi вологостi, густини, фракцiйного складу на процеси тепломасоперенесення шд час пресування деревностружкових плит присвячено значну кшьюсть наукових дослщжень теоретичного та експериментального характеру [1-7, 9, 10]. Розроблено шженерш методи розрахунку та встановлеш зако-номiрностi динамiки змiни температурно-вологiсних полiв, тиску парогазово1' сумiшi залежно вiд деяких технолопчних факторiв в основному у рамках од-новимiрноi задачi. У [8] наведена просторова фiзико-математична модель змши нестацiонарних полiв тепломасоперенесення, тиску парогазово!" сумiшi з врахуванням ашзотропп теплофiзичних властивостей матерiалу. Розробле-ний алгоритм, програмне забезпечення реалiзацii моделi дають змогу кшьюс-но описати вплив основних технолопчних факторiв на величину i характер змiни нерiвномiрно розподiлених гiдробаротермiчних полiв в об,емi дерев-
