CC BY
15
УДК 621.315.2
10.20998/2074-272Х.2017.1.08
О.В. Голик, Л.А. Щебенюк
СТАТИСТИЧН1 АСПЕКТИ НЕРУЙН1ВНОГО КОНТРОЛЮ ДЕФЕКТНОСТ1 ПОЛПМ1ДНО1 ЕМАЛЫЗОЛЯЦП В УМОВАХ ВИРОБНИЦТВА
Представлено результати застосування статистичноТ модел тренду до анал1зу показнитв дефектност1 ноляци при неруйшвному технолог1чному контрол емаль проводу на основ1 пол0м1дного полгмеру в умовах виробництва. Розгля-нуто застосування цього контролю для використання результат1в в активному технолог1чному контроле. Запропо-новано рекомендацп щодо практичного використання параметр1в функци тренду в технолог1чному контролI. Параметром тренду е швидксть зменшення (чи збтьшення) довжини проводу з заданою дефектнктю впродовж техноло-г1чного циклу. Теоретично показана Ь вим1рюваннями тдтверджена можлив1сть ктьмсно'Т оцтки тенденцп змши впродовж технолог1чного циклу дефектност1 емаль ¿золяци для проводу ПЭЭИДХ2 - 200 з двохшаровою полИм1дною 1золящею номтальним д1аметром 0,56 мм. Видтення тенденцп змши дефектност1 емаль 1золяци впродовж непере-рвного технололчного циклу Ь ктьмсна оцтка щеТ тенденци дозволяе ктьтсно ощнити випадкову похибку технолог1-чного контролю - сумарну похибку результатв технолог1чного контролю, яка е характеристикою випадковоТ складо-воТ стабтьност1 технолог1чного контролю Ь зумовлена багатьма чинниками, впливом кожного з яких можна знехту-вати пор1вняно 1з сумою. Бiбл. 7, табл. 1, рис. 8.
Ключовi слова: емаль проввд, полим1дна 1золящя, дефектшсть 1золящ1, статистична модель тренду, технолопчний неруйшвний контроль.
Представлены результаты применения статистической модели тренда к анализу показателей дефектности изоляции при неразрушающем технологическом контроле эмаль провода на основе полиимидного полимера в условиях производства. Рассмотрено применение такого контроля для использования результатов в активном технологическом контроле. Предложены рекомендации для практического использования параметров функции тренда в технологическом контроле. Параметром тренда является скорость уменьшения (или увеличения) длины провода с заданной дефектностью в течение технологического цикла. Теоретически показана и измерениями подтвердждена возможность количественной оценки тенденции изменения в течение технологического цикла дефектности эмальизоляции для провода ПЭЭИДХ2 - 200 с двухслойной полиимидной изоляцией номинальным диаметром 0,56 мм. Выделение тенденции изменения дефектности эмаль изоляции в течение непрерывного технологического цикла и количественная оценка этой тенденции позволяет количественно оценить случайную ошибку технологического контроля - суммарную ошибку результатов технологического контроля, которая является характеристикой случайной составляющей стабильности технологического контроля и обусловлена большим количеством причин, влиянием каждой из которых можно пренебречь по сравнению с суммой. Библ. 7, табл. 1, рис. 8.
Ключевые слова: эмаль провод, полиимидная изоляция, дефектность изоляции, статистическая модель тренда, технологический неразрушающий контроль.
Постановка проблеми. В кабельному виробни-щга впровадження ввдносно дорого! шновацшно! продукцп зумовлюе використання в якосп основного критерш лжидносп цшовий фактор. Такою шнова-цшною продукщею для вичизняно! кабельно! проми-словосп е емаль провщ на основi полпмщних синте-тичних спiвполiмерiв з температурним iндексом 200 °С. Так емаль проводи мають найвищi на сьогодш електричш i мехашчш властивостями iзоляцi! [1, 2]. Для !х виробництва застосовують складне i дороге технолопчне обладнання з високими швидкостями емалювання (до 1000 м/хв.) i глибоким каталгтичним спаленням розчиннишв емаль лаюв [2]. Впровадження таких шновацшних видiв кабельно! продукци у виробництво дозволяе забезпечити найвищий сучас-ний рiвень електрично!, мехашчно! мiцностi i на^во-стiйкостi витково! iзоляцi! обмоток електричних машин i апаратiв. Вiдповiдно забезпечити конкуренто-спроможнiсть електромашинобудування.
Протирiччя м1ж вщносно високою вартiстю ш-новацiйно! продукцп, виготовлення яко! базуеться на використанш сучасних передових технологiй i мате-рiалiв, з одного боку, i використання в якостi основного критерш лшвщносп цiнового фактору, з шшого, вимагае вiд виробника тако! продукцi! впровадження
нестандартних технiчних i органiзацiйних рiшень щодо технолопчного забезпечення найвищого сучасного рiвня продукцп iз одночасним зменшенням затрат на !! виробництво.
Виршення цiе! задачi для виробнишв в перiод освоення ведомо! в свт, але iнновацiйно! саме для них продукци, вимагае нестандартних ршень щодо технолопчного контролю з метою суттевого зменшення шлькосп продукцп, яка не пройшла приймаль-ний контроль. Це наглядно демонструе сучасна кон-цепцiя «Шють агм» («6ст«) [1]. В нiй критерiем якосп продукцi! е !! висока однорвдшсть, що забезпечуе мь нiмiзацiю шлькосп продукцi!, яка за характеристиками не вщповвдае вимогам користувача. По суп конце-пцiя «Шiсть агм» (визначаеться статистичною процедурою нормального розпод^ [2]) е демонстрацiею досягнень у i маркетинговим захистом виробника ма-сово! продукцi!. Освоення шновацшно! продукцп конкретним виробником вимагае розроблення i впровадження нестандартних техшчних i органiзацiйних рiшень технологiчного контролю з обов'язковою прив'язкою технiчних параметрiв до досягнутого рiв-ня технологи виробництва. В даному разi представлено таке рiшення щодо контролю показнишв дефект© О.В. Голик, Л.А. Щебенюк
носп iзоляцil при неруйнiвному технологiчному кон-тролi емаль проводу на основi полiiмiдного полiмеру в умовах виробництва.
Особливiстю полiефiрiмiдних i полiамiдiмiдних емаль лашв е те, що повне завершення процесу поль меризаци вщбуваеться тiльки в тонких шарах (до 2.. .3 мкм). Тому на сучасних емаль агрегатах застосовують маршрути з шльшстю проходiв проводу через лак до 24 при довжиш одного проходу через шч до 10 м. Це зумовлюе необхiднiсть:
1) використання високих швидкостей емалювання (до 1000 м/хв.);
2) неперервностi технолопчного циклу виготов-лення максимально можливо! кiлькостi котушок проводу;
3) автоматичного мониторингу числа дефектiв в емаль iзоляцil при неруйнiвних випробуваннях висо-кою напругою на прохiд.
Проблема полягае в тому, що результати такого мотторингу, реалiзованого на сучасних емальагрега-тах (наприклад, система ЕБИР фiрми МАв-ЕСОТЕ8ТЕЯ [3]), не е нормованими в техшчнш до-кументацп на провiд, в якiй одним з основних критерий е напруга пробою i дисперс1я напруги пробою [5]. В даному разi неруйнiвний технологiчний контроль статистичних показнишв кiлькостi дефектiв емаль iзоляцil, реалiзований у сучасному емаль агрегатi, який мав би забезпечити активну складову системи контролю, практично не використаний.
Аналiз лiтератури. Протирiччя мiж вiдносно високою варпстю продукцп i використанням в якосп основного критерiю лiквiдностi цшового фактору для проводiв з поллмвдною iзоляцiею в [1] запропоновано виршити шляхом встановлення нижчого рiвня вимог до напруги пробою i коригування допуску на товщину iзоляцil. Наприклад, для низьковольтних виробiв менший рiвень напруги пробою iзоляцil е достатшм. Тобто запропоновано впровадження спектру потреб рiзних клiентiв. Впровадження спектру техтчних вимог вiдповiдно до потреб рiзних клiентiв значно роз-ширюе дiапазон застосовних технiчних вимог, а це, щонайменше, розмивае дiапазони допустимих значень параметрiв одного i того ж виробу i ускладнюе ввдно-сини мiж виробником i користувачем продукцп.
Прикладом сучасного технологiчного контролю, в якому критерп прийняття технологiчних рiшень встановлюе виробник, е використання системи непе-рервного статистичного контролю питомо! кiлькостi дефектiв (ег) iзоляцil в режимi онлайн [3]. Юльшсть дефектiв - це шльшсть мiсць, в яких струм через iзо-ляцiю перевищуе встановлений. Дискретне вимiрю-вання струму через iзоляцiю при дИ високо1 напруги постшного струму (рис. 1) забезпечуе система ЕБИР фiрми МАв-БСОТБ8ТЕК [3].
Необхвднють оцiнки кiлькостi дефектiв iзоляцil емаль проводу е загальновизнаною. Саме поняття дефекту iзоляцil емаль проводу досить умовне:
• вщ ввдсутносп iзоляцil в мiсцi дефекту: в шсщ спiвпадання дефектiв на суадшх витках обмотки пробивна напруга дорiвнюе нулю [4];
• до заданого наперед пiдвищеного струму через емаль iзоляцiю, що сввдчить про наявшсть в даному мiсцi дефекту iзоляцil [3].
Рис. 1. Принципова схема мониторингу числа дефектiв в емаль iзоляцп при неруйнiвних випробуваннях високою напругою на прохвд
Значения струму, яке в [3] детекторна схема ре-еструе як дефект, регулюеться i, наприклад, для радь ально! товщини iзоляцil -30 мкм становить 10 мкА при випробувальнiй напрузi 1500 В.
Тому одним з основних нормованих контроль-них параметрiв залишаеться напруга пробою [1, 3-5], а диспер^ напруги пробою е параметром, який опо-середковано кореспондуеться з питомою к1льк1стю локальних дефекпв iзоляцil. Обидвi характеристики, i дисперая напруги пробою, i питома шльшсть дефек-тiв, вiдображують однорiднiсть iзоляцil.
Контроль дисперси основних технiчних параме-трiв продукцп слугуе iнформацiйною базою для реаль зацп принципу неперервного тдвищення якостi зпд-но ISO 9001:2000. Однак такий контроль не передба-чений нормативною технiчною документащею.
Використання системи EFHP [3] для контролю статистичних показнишв шлькосп дефекпв iзоляцil емаль проводу на основi полiiмiдних спiвполiмерiв е реальним технолопчним заходом, який дае необхiдну шформацш для реалiзацil принципу неперервного тдвищення якостi згiдно ISO 9001.
Для визначення статистичних показникiв дефек-тностi в системi EFHP застосовано унiфiковаиi стати-стичнi програмнi модулг Для кожно! котушки фжсу-еться шльшсть контрольних дiлянок проводу (по 100 м) чотирьох груп дефектности 1 група - ввд 0 до 3 дефекпв; 2 група - ввд 4 до 9 дефекпв; 3 група - ввд 10 до 18 дефектiв; 4 група - бшьше 18 дефекпв (по-значення дефекту er). Крiм того фiксуються три основних статистичних показники: середня кiлькiсть дефекпв на контрольнш дiлянцi, M[er]; кiлькiсть дефек-тiв на контрольнш дшянщ з найбiльшою к1льк1стю дефекпв, erm; середньоквадратичне вiдхиления шлькосп дефектiв на контрольнiй дiлянцi, ст[ег].
Очевидно, що зафiксованi результати випробу-вання за допомогою системи EFHP залежать ввд дисперси багатьох параметрiв дроту: мехаиiчних характеристик i дiаметру проводника dp, технолопчних па-раметрiв емалювання i товщини iзоляцil Л, значення випробувальнот напруги U i мiнiмального значення
струму через iзоляцiю I, за якого система фжсуе наяв-нiсть дефекту.
Тому аналiз результатiв поточного технолопчно-го контролю дефектностi iзоляцil емальпроводу -складна багатовимiрна задача. Прийняття технолопч-них рiшень за результатами такого контролю зале-жить ввд досвiду ввдповвдального технолога i не е внормованим. У подсумку арбiтром при приймально-му контролi залишаеться напруга пробою i дисперсiя напруги пробою [5]. В даному разi контроль статис-тичних показник1в кiлькостi дефектiв емаль iзоляцil, реалiзований у сучасному емаль агрегап, практично не використаний. На наш погляд, це зумовлено фундаментальною вiдмiннiстю мiж задачами приймаль-ного i технолопчного контролю.
Задача приймального контролю у масовому ви-робництвi - встановлення вiдповiдностi рiвня основ-них параметрiв готово1 продукци нормативним техш-чним вимогам. Задача технолопчного контролю -вчасне попередження виходу основних параметрiв виробу за меж1 встановленого технолопчного допуску на конкретнш технологiчнiй лшп.
Сама задача попередження включае необхiднiсть синхрошзацп контролю технiчних, технологiчних параметрiв i технологiчного часу в тому чи шшому виглядi. Наприклад, для кабелiв i проводiв при випро-буваннях «на прохщ» технологiчний час визначаеться довжиною виробу, що пройшла через вимiрювач, по-множеною на швидшсть руху.
Оцiнювання тенденци змшювання технiчних i технологiчних параметрiв впродовж технолопчного часу е основною задачею технолопчного контролю.
Мета роботи - виконати аналiз результапв не-руйшвних випробувань високою напругою на прохвд емаль проводу на основi полпмщних синтетичних спiвполiмерiв з подвiйною iзоляцiею i з температур-ним iндексом 200 °С, виготовлений на вичизняному кабельному заводi, який дозволяе роздшити:
• тренд технологiчного процесу - суттеву дете-рмiновану змiну результапв технолопчного контролю впродовж технолопчного процесу з метою встановлення технолопчних чиннишв, яы спричи-няють таку змiну для прийняття рiшень корекцп технологiчних параметрiв; тренд е детермшованою кiлькiсною характеристикою стабiльностi технолопчного процесу;
• випадкову похибку технолопчного процесу -сумарну похибку результапв технолопчного контролю, яка е кшьшсною характеристикою випадково1 складово1 стабшьносп технологiчного процесу i зу-мовлена багатьма чинниками, впливом кожного з яких можна знехтувати порiвняно iз сумою.
Метою такого роздшення е розроблення детер-мiнованого i статистичного критерив стабiльностi швидк1сного автоматизованого технологiчного процесу виготовлення емаль проводу на основi полiiмiдних синтетичних спiвполiмерiв з подвшною iзоляцiею i з температурним iндексом 200 °С при неруйшвних ви-пробуваннях високою напругою на прохвд.
Основнi одержан! результата. Експеримента-льно визначено к1льк1сть ег дефеклв на кожнiй оди-
ничнiй довжиш 100 м для п'ятдесяти котушок емаль проводу (всього 180000 м проводу) в хронолопчнш послiдовностi виготовлення в неперервному автоматичному технолопчному процесi.
Поточний контроль дiаметра ^ мiдного проводника в процеа емалювання (рис. 2) сввдчить про на-явнiсть в технологiчному процеа як тенденци посту-пово1 змши пaрaметрiв (впродовж маршруту емалювання вщбуваеться технологiчнa витяжка провiдникa - тренд технолопчного процесу), так i випадково1 складово1 дiaметрa (шсля проходження кaлiбрiв №4 i №10 збшьшення дiaметрa е похибкою вимiрю-вань), яка е частиною випадково1 складово1 стабшьно-стi даного технологiчного процесу.
мм
- 1 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
№ катбру в маршрут! емалювання
Рис. 2. Дiaметр мщного провщника ^ пiсля проходження вiдповiдного к^бру в мaршрутi емалювання: впродовж маршруту вщбуваеться технологiчнa витяжка провщника, яка складае бiльше одного вiдсоткa
Для aнaлiзу ряду спостережень за шльшстю ег дефектiв на кожнiй одиничнш довжинi 100 м емаль проводу застосовано статистичну модель тренда з помилкою (тiльки помилка е випадковою величиною) для ряду спостережень за значеннями величини х [6]: X, = Ж) + 8, (1)
де и - детермiновaнa змшна, яка е технологiчним часом, який в даному рaзi пропорцшний номеру вигото-влено1 котушки проводу;АЛ) - детермiновaнa функцiя (тренд процесу); 8i - випадкова величина (випадкова складова стaбiльностi технологiчного процесу).
Значения 8, е незалежними, однаково i нормально розподiленими. Функщя /(^ задана формулою або алгоритмом обчислень i залежить вiд ряду невщомих пaрaметрiв сь..., с, значення яких визначають методом максимальное' прaвдоподiбностi.
В рaзi лшшно1 функцп для кожного t значення х нормально розподшене з середнiм х(0 = а + Ь ^ - tm) i середньоквадратичним а. Оцшки невiдомих парамет-рiв а, Ь i а:
а* = Хт; (2)
Ь* = ЭД- - tm)(Xi - х,т)/[ЭД- - 4)2]; (3)
а* = {п-1 1\х, - а* - Ь\и - tm)]2}0,5, (4) де т - середне значення детермiновaиоl змшно1 t; хт -середне ряду спостережень за значеннями величини х.
Достовiрнi р-процентт грaиицi для х(t) при зада-ному t визначае параметр у„ розподiлу Стьюдента з п - 2 ступенями свободи:
а* + Ь* ($ - т ± ур а*(п - 2)-05[1 + ($ - т) п / Щ- т) ]05. (5) Для емаль проводу з подвшною iзоляцiею на ос-новi полпмщних спiвполiмерiв на рис. 3 наведено результати визначення клькосп одиничних довжин
(100 м), як мютять ввд 18 дефекпв 1 бшьше. Умовно так одиничш довжини можна вважати найбшьш де-фектними (дал1: «прш1 стометр1вки»).
х(ег>18)
30
20
10
> Ч
т
т
т
№ щ
0
10
20
30
40
50
стометр1вок»: Ь = - 86,88 ± 9,25 (м/год), що ор1ентовно становить зменшення на одну «пршу стометр1вку» за час виготовлення двох котушок (зменшення на 1,4 % довжини вадносно дефектного емаль проводу на одну котушку).
Таблиця 1
№ Ма- Параметри Статистичн1 параметри випадково! складово!
п/п сиви тренду Середне Середньоквадратичне в1дхилення
1 х, 81 а*, Ь*, а" 8т s8
2 8,, 82 , а2 , Ь2 , а2 82т s82
3 82,, 83, а3 , Ь3 , а3 83т s83
Рис. 3. Результата визначення кшькосп одиничних довжин (по 100 м), яю мютять в1д 18 дефекта [ бшьше для емаль проводу з подвшною 1золящею на основ! полпмщних ств-пол1мерш: х1 - кшьюсть «прших стометр1вок» (18 дефектш [ бшьше) на котушц1 за номером , в неперервному техноло-пчному цикт виготовлення; /I) - детермшована функцш (тренд процесу), визначена за (2), (3); 8^ - випадкова
складова процесу, визначена як 8 = ([х, -„/(г)]2)05
Тенденцш зменшення шлькосп «прших стомет-р1вок» впродовж технологичного перюду спостере-жень кшьюсно характеризуе детермшована функц1я /7). Випадкову складову стабшьносп технолопчного процесу представлено як масив 51 абсолютних значень ввдхилення шлькосп «прших стометр1вок» х, ввд де-термшовано! функцп/7):
8, = ([х, - Да)]2)115. (6)
В наведеному приклад1 масив 8, не мае вираже-ного тренду 1 середне значення 8т е шльшсною оцш-кою технологично! похибки впродовж технолопчного перюду спостережень, зокрема - похибки використа-ного методу контролю.
Даш на рис. 3 свщчать про принципову можли-вють роздшення 1 кшьшсно! оцшки:
• по-перше, тренду технолопчного процесу, причини якого 1 в1дпов1дш технолопчш заходи мають бути встановлеш технолопчною службою;
• по-друге, випадково! складово!' стабшьносп технолопчного процесу, середне значення яко! е юльюс-ною оцшкою технолопчно! похибки, яка е предметом статистичного контролю технолопчного процесу.
Очевидно, що мае бути передбачена можливють наявносп тренду випадково! складово! стабшьносп технолопчного процесу. В такому раз1 мае бути за-стосовано статистичну модель тренда з помилкою до випадково! складово! 8, (рис. 4).
Послщовшсть статистичних масив1в 1 в1дпов1д-них статистичних параметр1в, визначених рекурент-ними процедурами за формулами (2) - (6) наведена в табл. 1.
Параметри тренду, визначеш статистично з зада-ною точнютю (формула (5)), е параметрами детермшо-ваних функцш. В приклад1 на рис. 3 це параметр Ь функци /(,) - швидюсть зменшення юлькосп «прших
Автоматизац1я контролю 1 статистично! обробки даних, видшення детермшованого тренду 1 представ-лення його результапв у вигляд1 юльюсного параметру тренду забезпечуе можливють поточного коригу-вання технолопчного процесу.
Одночасне видшення випадково! складово! процесу 8i (8i = ([х, -/Г)]2)05) дозволяе к1льк1сно оцшити похибку процесу, причин появи яко! може бути дуже багато 1 зниження яко! за необхадносп потребуе комплексного шдходу, який в свгтовш практищ прийнято називати методом Демшга [7].
Наведений приклад, - один лшшний тренд, одна випадкова складова процесу, - найпростший. Детермшована функщя /(,) може не бути лшшною (вона може бути 1 перюдичною [6]). Наприклад, масив х, на рис. 3 може бути краще описаний спад-ною експоненщальною функщею, яка змшою сис-теми координат може бути зображена прямою. Ви-конаш вадповвдш розрахунки виявилися бшьш складними, але технолопчш висновки залишилися незмшними.
На рис. 4 наведен! результати статистичного анал1зу стабшьносп технолопчного процесу виготовлення того ж емаль проводу по юлькосп бездефект-них одиничних довжин на котушщ у вигляд1 шлькосп х, одиничних довжин (по 100 м), яш мютять три 1 ме-нше дефекпв: х , - кшьюсть «кращих стометр1вок» на котушщ за номером , в неперервному технолопчному цикт виготовлення.
Кшьюсть таких рекурентних процедур п може бути обмеженою наявнютю тренду випадково! складово!, але вона незначна, осюльки дисперая кожно! наступно! випадково! складово! Б[8п] швидко набли-жаеться до нуля (рис. 5).
Найбшьш ефективною е процедура видшення першого тренду, осшльки при цьому коефщент вар1аци випадково! складово! 81, наближаеться до одинищ, що свадчить про приблизну р1внють сере-днього 81т 1 середньоквадратичного в1дхилення ^81 випадково! складово! процесу (рис. 6). Важливо те, що залежносп У[8п] = /(п) (рис. 5) мають под1бний характер для масив1в (див. рис. 3 1 4), яш в1др1зня-ються 1 за формою в1зуально! прогонки (рис. 3 -експоненщальне спадання; рис. 4 - лшшне зрос-тання), 1 за напрямом тренду (рис. 3 - спадання; рис. 4 - зростання).
х
x(er<4) 30-г
20
10
Xi
0
10
20
30
40
l
50
Рис. 4. Кiлькiсть одиничних довжин, якi мiстять три або менше дефектш: x t - кшьюсть «кращих стометршок» на котушцi за номером i в неперервному технолопчному циклi виготовлення; fi) - детермiнована функцiя (тренд процесу), визначена за (2), (3); S2(î) - другий тренд процесу (випадко-воï складовоï 8); ¿3,- - масив випадковоï складовоï
80
D[Sn]
60 I ^
40
20
0
х \
1 ч
Е:
±
0 1 2 3 4 n
Рис. 5. Залежнiсть дисперсп випадковоï складовоï D[8n] вiд номеру n рекурентноï статистичноï процедури: 1 - D[8n(er < 3)]; 2 - D[8n(er > 18)]
0
0
3
лити випадкову складову технологiчного процесу 8п, (8п{ = ([8(п-1), - 8(п-1)(/')]2)05) i тим самим оцiнити похибку процесу. Похибка даного технологiчного контролю становить ± 1 «краща стометрОвка».
Параметри трендiв, якi е параметрами детермь нованих функцiй технологiчно мають бути проаналь зовaиi, оскiльки вони не е випадковими.
Значна рiзниця мiж швидк1стю збiльшения кшь-костi «бездефектних стометрОвок» (~ 48 м/год), з одного боку, i швидшстю зменшення кiлькостi «гiрших стометрОвок» (~ -86 м/год), з iншого, однозначно свь дчить про те, що технолопчний цикл iзолювaиия на швидшсних автоматичних емаль агрегатах в принцип не е стaбiльним. В ньому слад розрiзияти, використо-вуючи термшологш техшчно1 нaдiйностi, перiоди припрадювання (п1двищено1 дефектностi Озоляци), нормального iзолювaния (дефектшсть Озоляцп харак-теризуе рiвень технологи) i перiод «втоми» (дефектшсть Озоляцп зростае швидше, нiж в перюд нормального iзолювaиня).
Тривалють цих перiодiв, а отже i технологiчнa логiстикa емалювання в умовах конкретного вироб-ництва мае бути визначена шляхом роздшення i кшь-к1сно1 оцiнки пaрaметрiв дефектностi ¿золяцд, а саме:
• трендiв дефектностi Озоляцп, причини яких i вш-повiднi технологiчнi заходи мають бути встановлеш технологiчною службою;
• випадково1 складово1 стaбiльностi технолопчно-го процесу, середне значення яко1 е кшьшсною оцш-кою статистично1 похибки технолопчного контролю.
Для юльюсно1 оцiнки вщповщних пaрaметрiв необхщна модель суперпозицп тренду i випадково1 складово1 масиву даних. На рис. 7 представлена Олюс-трац1я тако1 моделО для масиву даних, наведених на рис. 4.
_F{n(er<4)}
. « Г '
2 / f
) V
/ i 3
¿Г , 1
1 2
№ процедури видшення тренда
Рис. 6. Залежтсть коефщенту варiацiï випадковоï складовоï v[Sn] вiд номеру n рекурентноï статистичноï процедури v[Sn] = fn): 1 - v [Sn(er < 3)]: коефщент варiацiï зростае i наближаеться до одинищ (1), а вщносне середньоквадрати-чне вiдхилення експоненцiально зменшуеться (2)
Доцiльно використати саме коефщент варiацiï випадково1 складовоï v[5] масиву даних як критерш кiлькостi рекурентних процедур n, яка дозволяе видь
- 10 0 10 20 30
п(ег<4)
Рис. 7. Модель емпiричноl функци розиодшу кшькоста бездефектних контрольних довжин у виглядО нормально фун-
кци розиодшу з математичним сподОванням, що лшшно змшюеться впродовж технологОчному процесу О стаб^нл дисперсп похибки контролю: 1 - емтрична функцш розиодшу F*{n(er<4); 2 - фунщш розиодшу на початку перюду спостереження; 3 - функцОя розиодшу в кшцО перюду спо-стереження; 4 - модель функци розиодшу
Оскшьки значення контрольного параметру е додатними, а процедура нормального розподОлу передбачае в моделО появу ввд'емних значень, для визначення випадково1 складовог застосовано роз-
0
1
2
3
4
n
подш Вейбула (РВ) (рис. 8), який, по перше, точш-ше, шж нормальний розподiл (НР), описуе масив даних (для НР критерш Колмогорова становить 0,71; для РВ 0,95).
По-друге, дозволяе оцiнити випадкову складову масиву як параметр експоненцiального розпод^, в який вироджуеться РВ при значенш параметра форми, що дорiвнюе одиницi.
F{n(er<4)}
1 0.8 0.6 0.4 0.2 0
/3
1 / у » / 4
/ /J i /
1 ЛГ 1 д
i j i / 1
0
10
20
30
и(ег<4) '
Рис. 8. Модель емтрично! функцп розподiлу кiлькостi без-дефектних контрольних довжин у виглядi функцй розподiлу Вейбула: 1 - емтрична функцiя розподiлу ^*{и(ег<4) (точки); 2 - апроксимащя функцп ^*{и(ег<4) функцiею розподь
лу Вейбула; 3 - функщя розподшу випадково1 складово!
масиву (штрихова, параметр форми в розподЫ Вейбула Ьу = 1,01); 4 - модель функцп розподшу ^{и(ег<4) як супер-позищя тренду i випадково! складово! масиву
Висновки.
1. Результаты контролю дефектностi емаль iзоляцil на основi полiiмiдних синтетичних спiвполiмерiв в процесi неруйнiвних технолопчних випробувань ви-сокою напругою на прохвд сввдчать про можливiсть i доцiльнiсть видiлення тренду технологiчного проце-су - детермшовано! кшьшсно! характеристики стабь льностi технологiчного процесу. Доцшьшсть видшен-ня тренду полягае у встановленш технологiчних чин-ник1в, яш спричиняють детермiновану змiну контрольного параметру для прийняття рiшень корекци тех-нологiчного процесу.
2. Видшення тренду технологiчного процесу дае можливють кiлькiсно оцiнити випадкову похибку технолопчного процесу, яка е кiлькiсною характеристикою випадково! складово! стабшьносп технолопчного процесу i зумовлена багатьма чинниками, впливом кожного з яких можна знехтувати порiвня-но iз сумою.
3. Видiлено тренд технолопчного процесу iзолю-вання проводу з подвшною iзоляцiею на основi пол1-iмiдних спiвполiмерiв на швидк1сних автоматичних емаль агрегатах у виглядi швидкосп (параметр тренду Ь ) зменшення дефектностi впродовж технологiчного циклу: Ь = -86,88 ± 9,25 (м/год), що орiентовно становить зменшення на 1,4 % довжини ввдносно дефектного емаль проводу на одну котушку.
4. Спiвставлення швидкостi зменшення дефект -ностi в рiзнi перюди технологiчного циклу свiдчить про те, що технолопчний цикл iзолювання на шви-дкiсних автоматичних емаль агрегатах в принцип
не е стабшьнпм. В ньому слiд розрiзняти, викорис-товуючи термiнологiю TexHÍ4Ho! надiйностi, перь оди припрацювання (пiдвищeно! дeфeктностi iзоля-цп), нормального iзолювання (дeфeктнiсть iзоляцi! стабiльна i характеризуе piBeHb технологи) i перюд «втоми» (дeфeктнiсть iзоляцi! зростае швидше, нiж в перюд нормального iзолювання). Тpивалiсть цих пepiодiв, а отже i тeхнологiчна лопстпка емалю-вання в умовах конкретного виробництва мае бути визначена шляхом обмеження тривалост непере-рвного технолопчного циклу перюдом нормального iзолювання (дeфeктнiсть iзоляцi! стабiльна i характеризуе piвeнь тeхнологi!). Кpитepiем такого обмеження мае бути змша знака швидкосп зменшення дефектност впродовж елеменпв непере-рвного тeхнологiчного циклу, тривалють яких визначена за принципом Мiзeса [6].
СПИСОК ШТЕРАТУРИ
1. Зеленецкий Ю.А. О совершенствовании технической документации на эмалированные провода // Кабели и провода. - 2013. - №5. - С. 19-23.
2. Щебенюк Л.А., Антонець С.Ю. Статистичний апарат забезпечення бeздeфeктностi продукцй в виpобництвi емаль проводш // Вiсник 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 мeтpологiчний журнал. - 2009. - №1. - С. 15-18.
4. 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.
5. Technical Report IVA Laboratories: Breakdown voltage. -classified: October 2007. - p. 18.
6. Тутубалин В.Н. Статистическая обработка рядов наблюдений. - М.: Знание, 1973. - 64 с.
7. Mary Walton. The Deming Management Method. Foreword by W. Edward Deming. - New York: NY 10016 Copyright, 1986. - 262 р.
REFERENCES
1. Zelenetsky Yu.A. About the improvement of technical documentation for enameled wires. Cables and wires, 2013, no.5, pp. 19-23. (Rus).
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. Аndrianov А^., Аndrianov 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. 2831. (Rus).
5. Technical Report IVA Laboratories: Breakdown voltage. -classified: October 2007. - p. 18.
6. Tutubalin V.N. Statisticheskaia obrabotka riadov nabliud-enii [Statistical analysis of observation series]. Moscow, Znanie Publ., 1973. 64 p. (Rus).
7. Mary Walton. The Deming Management Method. Foreword by W. Edward Deming. New York: NY 10016 Copyright, 1986. 262 p.
Надшшла (received) 05.11.2016
Голик Оксана В M4e^aeieHa1, к.т.н., доц., Щебенюк Леся ApmeMieHa1, к.т.н., проф., 1 Нацюнальний техшчний ушверситет «Харк1вський полггехшчний шститут», 61002, Харк1в, вул. Кирпичова, 21, e-mail: [email protected], [email protected]
O.V. Golik1, L.A. Shchebeniuk1
1 National Technical University «Kharkiv Polytechnic Institute», 21, Kyrpychova Str., Kharkiv, 61002, Ukraine. Statistic methods of polyimide enamel isolation defective non-destructive control at the conditions of production.
In this paper can be used to not-destructive technological testing of defects isolation enameled wire with polyimide polymer. The thesis is devoted to the statistical method for processing, comparison and analysis of results of measurements of parameters isolation it enameled wire because of mathematical model of
trend for application in active technological monitoring is developed; to development used of the recommendations for parameters of such testing. Is theoretically justified and the possibility of a diminution of dependence of an error from a velocity of movement of a wire for want of quantifying of defects enameled isolation not destroying tests by high voltage. This work is devoted to the statistical method for processing, comparison and analysis of results of measurements ofparameters ofpolyimide isolation. The method is operating not destroying technological monitoring an amount of enameled isolation defect. The dependence of average value of amount of defects for enameled wire ПЭЭHЦХ2 - 200 with two-sheeted polyimide by isolation in a range of nominal diameter 0.56 mm is experimentally determined. The technological monitoring purpose is reducing of quantifying of enameled isolation defect. References 7, tables 1, figures 8. Key words: enameled wire, polyimide isolation, isolation defective, statistical model of the trend, non-destructive testing.
