CC BY
16
TexHiKa сильних електричних та магнтних полiв. Кабельна mexHiKa
УДК 621.315.2 10.20998/2074-272Х.2019.1.08
А.Г. Гурин, О.В. Голик, В.В. Золотарьов, С.Ю. Антонець, Л.А. Щебенюк, О.М. Гречко
СТАТИСТИЧНА МОДЕЛЬ КОНТРОЛЮ СТАБ1ЛЬНОСТ1 НАПРУГИ ПРОБОЮ 1ЗОЛЯЦ11 В ПРОЦЕС1 ВИРОБНИЦТВА ЕМАЛЬПРОВОД1В
Представлено результаты техиологiчного контролю напруги пробою ноляци емаль проводу на основi полiiмiдного полшеру. Розглянуто застосування статистичного анал1зу результаты вимiрювання показнишв контролю за допо-могою ттервальноЧ статистичног модел для використання результаты в активному технологiчному контроль За-пропоновано рекомендаций щодо практичного використання ттервальног статистичног модел для визначення гара-нтованого рiвня вiдносноí дисперси контрольованого параметру. Представлена ктьтсна оцтка вiдносноí дисперси 6 напруги пробою и впродовж тривалого технологiчного циклу. Теоретично показана i вимiрюваннями пьдтверджена можливiсть надшног ктьмсног оцтки тенденци змши дефектност1 емаль iзоляцií для проводу ПЭЭИДХ2 - 200 з двохшаровою полiiмiдною iзоляцieю номнальним дiаметром 0,56 мм впродовж тривалого технологiчного циклу. Визначення ктьмсног оцтки тенденци змти дефектност1 емаль iзоляцu дозволяе також видтити i ктьтсно оцтити випадкову похибку технологiчного процесу - сумарну похибку результаты технологiчного контролю, яка е ктьтсною характеристикою випадковог складовог стабтьност1 техиололчного процесу. Застосування методiв ттервальног статистики дозволяе одержувати достовiрнi (надшна ймовiрнiсть дорiвнюе одиниц) числовi оцтки н^ть для окре-мог серп невеликог ктькост1 вимiрiв, до яких не ставлять вимоги ш статистичног сталост1, т взаемног незалежнос-тИ. Бiбл. 12, рис. 4.
Ключовi слова: емаль проввд, полим1дна 1золящя, дефектшсть 1золящ1, технолопчний контроль, статистична модель, випробування напругою.
Представлены результаты определения напряжения пробоя изоляции эмаль провода на основе полиимидного полимера. Выполнен статистический анализ результатов с помощью методов интервальной статистики с целью использования интервальной статистической модели в активном технологическом контроле. Представлена количественная оценка относительной дисперсии 6 напряжения пробоя и в течение длительного технологического цикла. Теоретически показана и экспериментально подтверждена возможность количественной оценки тенденции изменения дефектности эмальизоляции для провода ПЭЭИДХ2 - 200 с двухслойной полиимидной изоляцией номинальным диаметром 0,56 мм в течение технологического цикла. Это позволяет выделить и количественно оценить случайную ошибку технологического процесса - суммарную ошибку результатов технологического контроля, которая является количественной характеристикой случайной составляющей стабильности технологического процесса. Использование методов интервальной статистики дает возможность получать достоверные (доверительная вероятность единица) интервальные оценки даже для небольшого количества измерений, к которым не предъявляют требования ни статистической устойчивости, ни взаимной независимости. Библ. 12, рис. 4.
Ключевые слова: эмаль провод, полиимидная изоляция, дефектность изоляции, технологический контроль, статистическая модель, испытания напряжением.
Постановка проблеми. Впровадження емальп-poBOAiB на 0CH0Bi полймщних синтетичних сшвполь MepiB з температурним iндексом 200 °С, як мають найвищий сучасний рiвень електрично!, мехашчно! мщносп i мшмальну товщину iзоляцil [1, 2], зггкну-лось з характерними для шновацшно! кабельно! продукцп протирiччями. Це протирiччя мгж вщносно ви-сокою вартютю продукцп i необхщшстю оргашзацп використання передових сучасних технологш контролю. В разi згаданих проводiв - це online контроль де-фектносп iзоляцil безпосередньо тсля виходу з емаль печi шляхом неруйшвного випробування на прохщ високою постшною напругою. Система цього контролю е частиною автоматичних лшш з високими швид-костями руху (агрегат MAG до 1000 м/хв) [2].
Активний online контроль дефектносп шляхом неруйшвного випробування на прохщ е одним з най-перспектившших методiв контролю в кабельному виробнищга, яке вирiзняеться значними довжинами продукцп' з високою однорвдшстю по довжинi. Особливо актуальним online контроль дефектностi шляхом неруйшвного випробування на прохвд е для емаль проводiв, для яких довжина ввдносно дiаметру досягае десятков м№йошв.
Ефективнiсть використання такого контролю для конкретного виробника при впровадженнi емальпрово-дiв на основi полiiмiдних синтетичних спiвполiмерiв
полягае в тому, що параметри контролю мають бути визначен користувачем i3 широких доступних дiапа-зонiв (наприклад, випробувальна напруга ввд 400 В до 4000 В через кожш 100 В), яш мають бути визначенi для кожного виду продукцп. Отже, аналiз результапв i розроблення технiчних вимог до кожного виду продукцп, е окремою науково-технчною задачею, вирь шення яко! вимагае значного часу i затрат.
В результатi один з найперспектившших методiв контролю в кабельному виробнищга, для якого е го-тове сучасне повiрене обладнання, залишаеться в умовах реального виробництва не використаним.
Проблема полягае в необхвдносп розробки i впровадження системи техшчних i органiзацiйних рiшень для використання сучасно! системи online контролю дефектносп iзоляцii при випробуваннях на прохвд в умовах виробництва з обов'язковою прив'язкою техш-чних параметрiв контролю до досягнутого рiвня технологи i технiчних вимог, що вимагае значних додатко-вих затрат.
Проблема, на перший погляд, е такою, що для виробнишв у перюд освоення вiдомоi в свт, але ш-новацiйноi саме для цих виробнишв продукцii, не мае ршення з економiчноi точки зору. Опосередкованим, але реальним пвдтвердженням цього песимютичного висновку може слугувати ввдома концепцiя «Шгсть сигма («6о») [3]. У нш критерiем якостi масово! про-
© А.Г. Гурин, О.В. Голик, В.В. Золотарьов, С.Ю. Антонець, Л. А. Щебенюк, О.М. Гречко
дукци чи послуг в маркетингу е вiдношення po3Mipy дiапазонy допустимих значень основного параметру до експериментально визначеного кореня квадратного з дисперсп (а = -Jd ). Концепцiя «Six Sigma Methodology» е демонстращею досягнень провщних виробникiв i не мютить методологii забезпечення досягнень (чому не «7а» ?). I чим б№ше технологiчний цикл автоматизований, тим проблема оргашзацп ви-користання сyчасноi системи технологiчного online контролю дефектносп актyальнiша, оскiльки мiж задачами приймального i поточного технологiчного контролю значна теоретична i технiчна рiзниця [4]. Проблема органiзацii активного технологичного online контролю е концептуальною для автоматизованого масового виробництва.
Аналз лiтератури. Першi роботи, присвячен задачам технологiчного контролю, датован початком 60-х рокiв ХХ ст. i щдсумок сформульовано в [5], де головне те, що в самш постановцi питання про технолопчний контроль зафiксована можливiсть змш у технологичному процесi i необхвдшсть виявлення i кiлькiсного оцшюван-ня цих змiн [1]. Теоретично це означае, що кожен результат вимрювання е елементом невiдомого статистичного масиву. Тому до результапв вимрювань технологичного контролю не е застосовною класична (канонiчна) модель вимiрювання, яка вимагае виконання трьох умов [3]:
• час вимiрювання не е обмеженим;
• вимiрювана величина збертае iстинне значення незмiнним впродовж усього циклу вимiрювань;
• всi фактори, що впливають на результат визначеш
Жодна з цих умов не може бути умовою виконання i аналiзy резyльтатiв технологiчного контролю.
Оскшьки проблема органiзацii' використання су-часноi' системи технологiчного online контролю псно пов'язана з економiчною складовою iнновацiйного масового виробництва, в [11] запропоновано вирши-ти протирiччя мiж високою вартiстю продyкцii' i цшо-вим фактором, як критерiем лшвщносп саме для про-водiв с полпмщною iзоляцiею шляхом зменшення рiвня вимог до напруги пробою, узгодженого з замов-ником. По суп - це оголошення капiтyляцii перед проблемою впровадження даноi iнновацiйноi продукций викликане саме складнiстю оргашзацп використання сучасно1' системи технолопчного online контролю дефектностi iзоляцii, якою оснащенi емальагрегати свiтових виробнишв вiдповiдного обладнання.
Технолопчний контроль в автоматизованих швид-кiсних неперервних циклах сучасного кабельного виробництва вимагае, крт практично митгево1' оперативнос-п (режим online) [2, 3, 5], роздшення детермiновaноi i випадково1' складових масиву резyльтатiв вимiрювання.
Тому для задач технолопчного контролю прийн-ятними е, по-перше, статистична модель вимiрювань, за яко! вимiрювана величина е послщовшстю вщо-бражень поточного стану об'екту вимiрювань. При цьому ютинне значення вимiрюваноi величини е не-визначеним [2], але !х штервал на даному вiдрiзкy технологiчного часу е цшком визначеним.
1нтервальний шдхвд до статистичного визначен-ня техшчних параметрiв пропонуе концепцiя «6а» [3], за якою коефщент однорiдностi Ка визначають за дисперсiею контрольованого параметра X: Ка= \CL -
- Xav\/(D[Xj)0,5 при обмеженнi знизу, Ка = \CS -
- Xav\/(D[X])0,5 при обмеженнi зверху, де CL, CS - вщ-
повiдно нижня i верхня границi, yзгодженi з замовни-ком продукцп. Кроком вперед у концепцп «6 а» е ви-значення коефiцiента однорiдностi за значенням допустимо!' границi параметра, yзгодженоi з замовником продyкцii. Але, по-перше для визначення Канеобхвд-ш значнi масиви даних, одержаних в однакових умо-вах, що робить неможливим прийняття рiшень в умо-вах оперативного технологiчного контролю.
По-друге, в цiй концепцп вiдсyтнi складов^ якi дозволили б забезпечити поступове зменшення дис-персп параметра, що контролюеться, що мало би бути головною метою оперативного технолопчного контролю в умовах стаб№ного виробництва.
Сучасш методи iнтервальноi статистики базу-ються на аксюмах, перша з яких: для вах обмежених ознак f що належать J00: = {f sup|/(x)\ < да} iснyють штервальш середнi Mmin(/); Mmax(/), що знаходяться в межах значень f Зпдно з аксiомою обернення (transform) [6] для вах обмежених знизу ознак: Mmin(-f = -Mmax(/). Тобто замша знаку у ознаках класу J00 приводить до класу -J00, на якому iснyють нижнi середнi Mminf), а на перерiзi цих клаав iснyють штер-вaльнi середнi [6].
Однозначний зв'язок нижнього i верхнього серед-нiх шляхом зaмiни знаку масиву, зручний для математи-чного опису [6], не е застосовним для багатьох контро-льних технiчних пaрaметрiв. В задачах технолопчного контролю в кабельнш технiцi характерною е ситуащя, коли вимiрювaний параметр х приймае тшьки позигивнi значення, а технолопчна границя може бути як двосто-ронньою, так i односторонньою. Зокрема при контролi дефектност на MAG в режимi online кшьшсть дефектiв er на довжит 100 м е позитивною (er > 0) [4] (система EFHP фiрми MAG-ECOTESTER).
В такому рaзi весь нaбiр фyнкцiй первинних ознак f(x) технологiчного контролю може бути представлений мажоруючими функщями gj,i(x) > f(x), ко-жна з яких належить нaпiвлiнiйнiй оболонщ з не-вiд'емними коефiцiентaми c+i i довiльним доданком с для кожно! ознаки j: g(x) = c + Yc+i g(x). Апроксима-цiя е бiльш точною, якщо вiдоме Mg, зокрема якщо Mg = 0, тобто мажоруюча функщя g(x) центрована [6]. Цього можна досягти використавши в якосп первин-но! ознаки рiзницю вимiряного i середнього значень Y = x - M[x].
Побудова вторинних ознак полягае у виборi значень дов№ного С i неввд'емних коефiцiентiв С/+), щоб вториннi ознаки мшмально (нaскiльки це мож-ливо) мажорували б первинш, тобто g(Yj) > f(Y) Ця схема може бути застосована для будь-якого параметру. Тому дaлi позначатимемо просто g(Y), f(Y).
Якщо первинна фyнкцiя f(Y) = Y2, то мажоруюча g(Y) = С + C2(+)Y2. Якщо верхня границя як межа мож-ливих значень Y дорiвнюе Emax, то при С = 0; С2(+) = = 1/E2. g(Y) при Y> Emax мажоруе A(Y), яка е вщносною кiлькiстю значень ознаки Y= [Е, Emax]:
A{E<Y<Emax}<Y2/E2. (1)
За аксюмою збереження порядку, якщо g(Y) мажоруе A(Y), то верхне середне його не менше за верхне середне A(Y), ця нерiвнiсть може бути записана для вiдповiдних математичних сподiвaнь:
Mmax[A{E<Y<Emax}] < Mmax[Y 2]/E2, (2)
де в лiвiи частиш HepiBHOCTi верхне середне в1дносно1 кiлькостi вим1рювань, в яких параметр прийняв значения у вказаному 1нтервал1, е не що 1нше, як верхня границя 1нтервально1 ймов1рност1 перевищення меж1 Е. Постановка в (2) статистично1 оц1нки верхнього середнього Mmax[Y 2] = M*[Y 2] дае статистичну оц1нку ймов1рност1 перевищення меж1:
Pmax{E< Y<Emax}< M*[ Y2]/£2.
(3)
Якщо первинна ознака Y = x - M[x], то його сере-дне дор1внюе нулю M[Y - M*[Y]] = 0. Тод1 мажоруючу функц1ю можна вибрати у вигляд1 параболи з трьома параметрами:
g(Y- M*[Y]) = C + C2(+) ((Y - M*[Y]) - Q)2, (4) що тсля перетворень дае формулу для максимально! 1мов1рност1 виходу параметра Y за верхню технолог1-чну межу а:
Pmax{0 < Y< а}< (l+a2/Mmax[(AY)2])-1. (5)
Використання (5) дае достов1рн1 (над1йна 1мов1р-н1сть дор1внюе одиниц1) числов1 оц1нки Pmax для окремо1 серп невелико1 к1лькост1 вим1рювань, до яких не ставлять вимоги н1 статистично1 сталост1, н1 взаем-но1 незалежност1. Нер1вн1сть (1) е аналогом в1домо1 нер1вност1 Чебишева, тобто 1нтервальна модель (5) розширюе можливост1 прикладних статистичних ме-тод1в без протир1ччя з фундаментальною теор1ею ймов1рностей [6].
Основним е те, що використання 1нтервальних моделей дозволяе створювати ун1ф1кован1 статистичн1 модел1, як1 е адекватними сут1 задач технолог1чного контролю, оск1льки ц1 задач1 ставлять п1д сумн1в саме статистичну стал1сть вим1рюваних ознак.
В [12] на основ1 модел1 (5) запропоновано метод контролю виходу техн1чного параметра за нормативну межу. Техшчним 1нструментом методу е контрольна карта, основана на застосуванн1 (5) для визначення мак-симально1 1мов1рност1 Pmax того, що контрольний техн1-чний параметр (наприклад, пробивна напруга емал1 чи 1нша) вийде за визначену нормативну межу. Контрольна карта Pmax може бути застосована до будь-яко1 техн1-чно1 характеристики, яку доц1льно контролювати. Пер-винним при такому шдход1 е середне значення ознаки, а поняття 1мов1рност1 в1дпов1дае середн1м значенням в1д-носно1 кшькосп таких значень (частоти появи).
Мета роботи. Для тдвищення ефективност1 технолог1чного контролю в автоматизованому кабельному виробництв1 (режим online забезпечуеться 1нновац1йним обладнанням) необх1дне розд1лення детерм1новано1 1 випадково1 складових масиву ре-зультат1в вим1рювання технолог1чного параметру:
• детермшований тренд параметру е св1дченням зм1н в технологИ', причини яких мають бути визначен1 1 прийняте в1дпов1дне технолог1чне р1шення;
• випадкова складова е сумою статистичних похи-бок технолог1чного процесу, окрем1 причини яких в режим1 online практично не можливо визначити; ця складова мае бути над1йно оц1нена для всього набору контрольних параметр1в як з1ставна безрозм1рна величина, наприклад, в1дносна дисперс1я параметру.
Для одержання достов1рних (над1йна ймов1рн1сть дор1внюе одиниц1) числових оц1нок в1дносно1 дисперси параметру розробити на основ1 застосування 1нтерва-льних статистичних моделей статистичну контрольну
карту, застосовну для всього набору параметр1в, як1 контролюють в п1д час виготовлення емаль проводу, 1 перев1рити ïï застосовн1сть в умовах виробництва.
Використання контрольно1 карти в1дносно1 дисперси параметру в систем1 забезпечення однор1дност1 пpодукц1ï п1дприемства дозволить ун1ф1кувати визна-чення випадково1 складовоï для всього набору пара-метр1в (при виробництв1 емальпровод1в на основ1 по-л11м1дних синтетичних сп1впол1мер1в б1льше 10 пара-метр1в), що суттево зменшить об'ем процедур оброб-ки даних технолог1чного контролю 1 п1двищить його ефективн1сть.
Основш результати. Результати технолог1чного контролю е дискретним масивом числових значень %. Цей масив е вектор первинних ознак % = {x1, ... , xr}, кожному елементу якого можна поставити у в1дпов1д-н1сть частоту появи даного значення, середн1 значен-ня яких для даного масиву утворюють вектор ймов1р-ностей:
Р = {рь ... , рг}, де r - шльшсть вим1ряних значень.
Вектор вторинних ознак:f = {fx1, ... ,fxr}. Середн1м значенням вторинно1' ознаки масиву % е скалярний добуток вектор1в f 1 Р:
Mf= f • pi, де i = 1, ... , r. (6)
Ця формула справедлива за точного виконання умови
Ypi = 1, де i = 1, ... , r, (7)
що в д1йсност1 неможливо, найперше, через обмежен1сть даних. Тож для середнього значення вторинно1 ознаки масиву % единою достов1рною ощнкою е 1нтервал:
Mmn f = inf Mf; Mmax f = SUp Mf. (8) Виб1р показник1в 1 необх1дно1' границ1 1нтервалу оц1нювання е суто техн1чною задачею.
Наприклад експериментальне досл1дження впро-довж технолопчного циклу напруги пробою U 1золя-цй' проводу ном1нальним д1аметром 0,56 мм св1дчить, що впродовж р1зних технолог1чних пер1од1в динам1ка зм1нення д1аметрально1 товщини t емал1 суттево може в1др1знятися (рис. 1).
t, мкм
65
60
55
50
1 березень .. - » UuMi jjliiiirti 1 J/JJM -
АР i кв1тень I i тг травень 1
65
60
55
50
0
100
200 300 400
№ котушки (котушка ~3600 м)
Рис. 1. Динам1ка змшення д1аметрально1 товщини t емал1 проводу номшальним д1аметром 0,56 мм впродовж р1зних тeхиолог1чиих пер1од1в
Одним з основних показник1в якост1 емальпро-воду е напруга пробою U. Тому оц1нка впливу зазна-чено1 зм1ни д1аметрально1 товщини t емал1 на напругу пробою мае вир1шальне значення при виборов1 конт-рольних показник1в 1 необх1дних границь 1нтервалу оц1нювання мае важливе практичне значення в умо-вах виробництва.
Для напруги пробою вектор первинно! ознаки X = {Ub ... , Ur}, вектор вторинно! ознаки: f = {fU\,---, für}, де fU i = [(U+i- U)/UM]2 = öi з огляду на необхвд-нють центрування ознаки i технiчно доцшьного об-меження зверху.
При цьому також вирiшуeться проблема порiв-няння результатiв вимiрювання рiзних контрольних параметрiв.
За (6) середнiм значениям вторинно! ознаки масиву x е скалярний добуток векторiв f i P
Mf = Yßfp i, де i = 2,., r, (9)
а для визначення р використано нормальний закон розпод^ ймовiрностей, придатнiсть якого в даному разi iлюструе рис. 2, перевiрку придатностi за умовою (7) шюструе рис. 3, де на похвдну функцп нормального розпод^ нанесенi експериментальнi точки ввдно-сно! дисперсп напруги пробою.
dF/dö
1.5x10
1x10'
3
/ \
J i \ S.—S_
- 1x10
- 3
-3
M/max1 (i = 1,..., 117) = sup(Mf(/ =1, ..., 117)) = 4,2-10, M/mx22 (i = 118,.. .,255) = sup(M/(i=118, .,255)) = 4,3-Ю-4; M/max3 (i = 256,.. .,324) = sup(M/(i=256, .,324)) = 4,0-10-4.
Залежнiсть Mf(S) для r = 30 впродовж тривалого технологiчного перiоду на рис.4, на якому видно ста-бiльне зменшення ввдносно1' дисперсiï напруги пробою для i = 148, ..., 255, тобто впродовж перiоду з бiльшою середньою товщиною iзоляцiï (див. рис. 1). Рис. 4 е зображенням контрольноï карти вiдносноï дисперсп напруги пробою, на якш застосовано жорст-Ki границi регулювання на основi нормального розпо-дiлу [12], що ввдповвдають дiапазону M[S] ± a[S], за яким знаходиться до 30 % значень. З техшчних мiрку-вань вiдносна дисперсiя мае бути обмежена пльки з максимальним допустимим значенням.
Рис. 4 сввдчить по те, що M/max < M[S] + 3 a[S], за нормальним розподiлом, тобто ввдповвдае вiдомому критерш максимальноï однорвдносп продукцiï [12].
„- 4 S
8x10
6x10
- 4
4x10
-4
2x10
-4
0 1x10 2x10
Рис. 2. П^вняння теоретично1 густини нормального роз-подiлу (суцшьна крива) i апроксимаци густини розподшу експериментально визначених значень St за допомогою нормального розподшу (324 експериментальнi значення)
Умова (7) (рис. 3) виконуеться наближено, що додатково сввдчить про необхвдшсть використання iнтервальних оцiнок при контролi технiчних парамет-рiв. В наведеному прикладi умова (7) надшно виконуеться для r > 17, отже r не може бути вибране довшь-но, а мае бути вибране r = inf r (£рt = 1).
Хр_
2x10
-4
MAS)
V* ч/
0
0 10 20 30
Рис. 3. До перевiрки виконання умови (7) для штервально1 оцшки вщносно1 дисперсп напруги пробою проводу номь нальним дiаметром 0,56 мм
Визначенi за (8) середш значення вторинно1' ознаки для масивiв даних при r = 30 в рiзнi технолоп-чнi перiоди наведено на рис. 3, який пвдтверджуе те, що умова (7) надшно виконуеться для r > 17.
Оцшки M/max = sup(Mf) для r = 30 сввдчать про те, що в рiзнi технологiчнi перiоди (див. рис. 1) верхш середнi ввдносно1' дисперсiï напруги пробою вiдрiзня-ються:
0 100 200 300
№ котушки (котушка ~3600 м)
Рис. 4. Статистична контрольна карта залежноси М/(3) для г = 30, на якш видно стабшьне зменшення вщносно! дисперсп 3 напруги пробою впродовж кв^тня (рис. 1), коли спостерналась тенденцш зменшення товщини емалi
Висновки.
1. Для одержання достовiрних числових оц1нок ввд-носно! дисперсп параметру на основi застосування ш-тервальних статистичних моделей розроблено утфшо-вану статистичну контрольну карту ввдносно! дисперсп параметру, застосовно! для всього набору параметрiв, яш контролюють в пвд час виготовлення емаль проводу. Виконано перевiрку и застосовностi в умовах виробництва на прикладi контролю напруги пробою и проводу з двохшаровою полпмвдною iзоляцieю номшаль-ним дiаметром 0,56 мм. Використання утфшовано! контрольно! карти ввдносно! дисперсii параметру в сис-темi забезпечення однорвдносп продукцii пвдприемства суттево зменшить об'ем процедур обробки даних технологичного контролю (бшьше 10 параметрiв).
2. Впродовж трьох мiсяцiв ввдносна дисперс1я напруги пробою проводу не перевищила 0,05 % (надiйнiсть оцшки дорiвнюе одиницi), що сввдчить, по-перше, про стабшьшсть технологiчного процесу ввдносно електрич-но! мщносп емаль ¿золяцд, i, по-друге, про доцiльнiсть застосування iнтервальних статистичних моделей при аналiзi результапв технологичного контролю.
3. Центрування ознаки i технiчно доцiльне обме-ження для нього зверху дозволяють вирiшити проблему порiвняння результапв вимiрювання рiзних контрольних параметрiв.
0
4. Оцшки максимального середнього Mfmax вщнос-но! дисперсп S напруги пробою U проводу впродовж тривалого перiоду в умовах виробництва i порiвняння цих оцiнок з динамжою змiнення дiаметральноl тов-щини t емалi проводу засввдчили, що одшею з причин зростання дисперсп напруги пробою е збiльшення товщини емаль iзошяцil.
5. Застосування iнтервальних статистичних моделей для одержання дост^рних (надiйна ймовiрнiсть дорiвнюе одиницi) числових оцшок навiть для окре-мих серш з невеликою к1льк1стю вимiрiв (багаторазовi вибiрки по 30 штук), до яких не ставлять вимоги m статистично! сталостi, нi взаемно!' незалежностi, е пе-рспективним методом аналiзу результатiв технолопч-ного контролю в умовах дшчого виробництва.
СПИСОК ШТЕРАТУРИ
1. Золотарев В.М., Антонец Ю.А., Антонец С.Ю., Голик
0.В., Щебенюк Л.А.. Он-лайн контроль дефектности изоляции в процессе изготовления эмальпроводов // Електротех-нiка i електромехашка. - 2017. - №4. - С. 55-60. doi: 10.20998/2074-272X.2017.4.09.
2. Щебенюк Л.А., Антонець С.Ю. Статистичний апарат забезпечення бездефектностi продукци в виробництвi емаль проводiв // Вюник НТУ «ХП1». - 2012. - №23.- С. 166-169.
3. Голик О.В. Исследование дефектности нагревостойких проводов с двойной полиимидной эмальизоляцией при испытаниях высоким напряжением на проход // Укра'нський метролопчний журнал. - 2009. - №1. - С. 15-18.
4. Голик О.В. Статистические процедуры при двустороннем ограничении контролируемого параметра в процессе производства кабельно-проводниковой продукции // Елект-ротехнжа i електромехашка. - 2016. - №5.- С. 47-50. doi: 10.20998/2074-272X.2016.5.07.
5. Гнеденко Б.В., Беляев Ю.К., Соловьев А.Д. Математические методы в теории надежности. - М.: Наука, 1965. - 524 с.
6. Кузнецов В.П. Интервальные статистические модели. М.: Радио и связь. 1991. - 352 с.
7. Тутубалин В.Н. Статистическая обработка рядов наблюдений. - М.: Знание, 1973. - 64 с.
8. Андрианов А.В., Андрианов В.К., Быков Е.В. О статистике точечных повреждений обмоточных проводов и вит-ковых замыканий обмоток // Кабели и провода. - 2013. -№5. - С. 28-31.
9. Technical Report IVA Laboratories: Breakdown voltage. -classified: October 2007. - p. 18.
10. Mary Walton. The Deming Management Method. Foreword by W. Edward Deming. - New York: NY 10016 Copyright, 1986. - 262 р.
11. Зеленецкий Ю.А. О совершенствовании технической документации на эмалированные провода // Кабели и провода. - 2013. - №5. - С. 19-23.
12. Карпушенко В.П., Щебенюк Л.А., Антонець Ю.О., Нау-менко О.А. Сишж кабелi низько! та середньо! напруги. Конструювання, технологш, яюсть. Харюв: Регюн-шформ, 2000. - 376 c.
REFERENCES
1. Zolotaryov V.M., Antonets Yu.P., Antonets S.Yu., Golik O.V., Shchebeniuk L.A. Online technological monitoring of insulation defects in enameled wires. Electrical engineering & electromechanics, 2017, no.4, pp. 55-60. doi: 10.20998/2074-272X.2017.4.09.
2. Shchebeniuk L.A., Antonets S.Yu. Statistical method purpose is the reduce of quantifying defects of enameled wire. Bulletin of NTU «KhPI», 2012, no.23, pp. 166-169. (Ukr).
3. Golik O.V. Quantifying of defects for enameled wire with two-sheeted poliimid isolation by tests by high voltage. Ukrainian metrological journal, 2009, no.1, pp. 15-18. (Rus).
4. Golik O.V. Statistical procedures for two-sided limit of a controlled parameter in the process of production of cable and wire products. Electrical Engineering & Electromechanics, 2016, no.5, pp. 47-50. (Rus). doi: 10.20998/2074-272X.2016.5.07.
5. Gnedenko B.V., Belyaev Yu.O., Solovjev A.D. Matematiches-kie metody v teorii nadezhnosti [Mathematical methods in theory of reliability]. Moscow, Nauka Publ., 1965. 524 p. (Rus).
6. Kuznetsov VP. Interval'nye statisticheskie modeli [Interval statistical models]. Moscow, Radio i sviaz' Publ., 1991. 352 p. (Rus).
7. Tutubalin V.N. Statisticheskaia obrabotka riadov nabliud-enii [Statistical analysis of observation series]. Moscow, Znanie Publ., 1973. 64 p. (Rus).
8. Andrianov A.V., Andrianov V.K., Bykov E.V. About the statistics of pin-hole damages of winding wires and inter-turn short-circuits in windings. Cables and wires, 2013, no.5, pp. 28-31. (Rus).
9. Technical Report IVA Laboratories: Breakdown voltage. -classified: October 2007. - p. 18.
10. Mary Walton. The Deming Management Method. Foreword by W. Edward Deming. New York: NY 10016 Copyright, 1986. 262 р.
11. Zelenetsky Yu.A. About the improvement of technical documentation for enameled wires. Cables and wires, 2013, no.5, pp. 19-23. (Rus).
12. Karpushenko V.P., Shchebeniuk L.A., Antonets Yu.O., Naumenko O.A. Sylovi kabeli nyz'koyi ta seredn'oyi napruhy. Konstruyuvannya, tekhnolohiya, yakist' [Power cables of low and medium voltage. Designing, technology, quality]. Kharkiv, Region-inform Publ., 2000. 376 p. (Ukr).
Надшшла (received) 28.02.2018
Гурин Анатолт Григорович1, д.т.н., проф., Голик Оксана Вячеславiвнаl, к.т.н., доц., ЗолотарьовВолодимирВолодимирович2, к.т.н., Антонець СташславЮртович2, к.т.н., Щебенюк Леся Артемiвнаl, к.т.н., проф., Гречко ОлександрМихайлович1, к.т.н., доц.,
1 Нацюнальний техшчний ушверситет «Харювський полiтехнiчний шститут», 61002, Харюв, вул. Кирпичова, 2,
e-mail: [email protected], [email protected], a.m. [email protected]
2 ПАТ «ЗАВОД ШВДЕНКАБЕЛЬ», 61099, Харюв, вул. Автогенна, 7, тел/phone +380 57 7545248, e-mail: [email protected]
A.G. Guryn1, O.V. Golik1, V.V. Zolotaryov2, S.Yu. Antonets2, L.A. Shchebeniuk1, O.M. Grechko1
1 National Technical University «Kharkiv Polytechnic Institute», 2, Kyrpychova Str., Kharkiv, 61002, Ukraine.
2 Private Joint-stock company Yuzhcable works, 7, Avtogennaya Str., Kharkiv, 61099, Ukraine.
A statistical model of monitoring of insulation breakdown voltage stability in the process of enameled wires production. This paper is devoted to non- destructive technological monitoring of defects of insulation of enameled wires with poliimid polymer. The authors present a statistical methodfor processing, comparison and analysis of outcomes of measurements ofparameters of insulation of enameled wires. A mathematical model of trend for application in active technological monitoring is developed to develop recommendations for parameters of such monitoring. It is theoretically justified and the possibility of a diminution of dependence of an error on the velocity of movement of a wire for want of quantifying defects of enameled insulation using non- destructive tests by high voltage is shown. The dependence of average value of amount of defects for enameled wires with two-sheeted poliimid insulation in a range of nominal diameter 0.56 mm is experimentally determined. The technological monitoring purpose is to reduce quantifying defects of enameled insulation. References 12, figures 4. Key words: enameled wire, poliimid insulation, insulation defectiveness, technological monitoring, statistical model, voltage tests.
