Статистическое регулирование и идентификация качества изготовления мелющих шаров Текст научной статьи по специальности «Энергетика и рациональное природопользование»

M

о,?

00

0.5 0.4 0.3 0.2 0.1 0.0

я' 1 С

/

V

о и и 76 100 125 150 its

Зависимость скорости закручивания по высоте лонагокосе-радиааьной машины

аэродинамическая схема осе-ридиальны.ч машин ОРВ-90-50 и на основе этого ведется разработка и проектирование осе-радиалиных вспомогательных подземных вентиляторов с диаметрами рабочих колес 12.6; 14,2, I6.4: i8.0.im.

Ы IHTD10ГРАФИНЕСК11Й С) ТИСОК

I \fuxutNM, //. H Прпасфииинне подземных горнодобыпвюшнх предприятий H. H. M их прев Перми,2001. 2Х0с.

2 Осиплы оэродинам ич секи.расчеты формы лопастей рабочих »шее шахтных осе-роли.пь-шл вентиляторов ! С А Тимухии, С А Упорол. С. С. Лямнн. Л. В. Каргнн ПТехнологическое оборудование лля горной к нефтегазовой промышленности: сборник трудов V международной научно-технической квнферешши: чтения памяти Кубачо ка В. Р., г. Екатеринбург 2 марта 2007 Екатеринбург. 2007,-С I КЗ-185.

3. Ти.иугсич. С I Основы динамики оес-рздн-ильныя вшдулилунных машин I С. Л Тнмухнн. В. Л Мтинов.С.С Шатарин//Известия Уральский юс. горно-геологической академии Вин 16. Сер.: Горная электромеханика -2003.- С Ы5-149.

УДК 658.512:62 J .9:621.8:02 1.7+536.75

СТАТИСТИЧЕСКОЕ РЕГУЛИРОВАНИЕ И ИДЕНТИФИКАЦИЯ КАЧЕСТВА ИЗГОТОВЛЕНИЯ МЕЛЮЩИХ ШАРОВ

С. Баг - Эрдэнэ (СП «Эрюнэт»), Г. А. Боярских, И. Г. Боярских

Приведена методика статистического регулирования н идентификация качества мегношнх широк Лпробаиня Jiofl методики осуществлена по данным выборочного контроля качества серийного производства литых шаров диаметром I ."Ю мм компании «Ора - Металл» (Монголия; 1 iu основе статистических моделей распределения химического состава и твердости материала шаров определены доверительные границы допусков н прийм очные критерии, а также подучены пока шел и точности и воспроизводимости качества шаров; произведен контроль пшости выборочных проб качества и прогноз качества промышленных партий Шаров: установлены рискн приемки нестандартных и браковки стаилнргных шаров

Клиновыеся'хих. мелкиинс пары, статистическое регулирование,идентификация, качество кзготпн-uciiim. контроль качеств. технологический процесс, оценочный критерий.

The technique of statistical regulation unci identification of quality ot grinding spheres ts resulted Approbation ot this technique Is carried out According to elective quality assurance of a batch production of cast kphcrcs in diameter of the company of 100 mm «Opa - Metal» (Mongolia). On the basis of statist cal models of distribution of a chemical compound and hardness ot a material of spheres confidential borders of admissions iuuJ ecceptoncc criteria are denned, and also indicators of accuracy und reproducibility of quality of spheres aic received, the contml of »he validity of selective tests of quality and ihe forecast of quality of industrial parties of ipbcres is made; risks of acceptance non-standard and rejection of standard sphctcs arc established.

Key words grinding sphere», statistical regulation, identification, quality of manufacturing, quality insurance, i ethnological process, estimated criterion

При эксплуатации барабаппык мслииш расход!.! в Cl I «Эрдиэт» на компенсацию износа мелюшнх тарой в себестоимости измельчения составляют наиболее знячитель-ную часть н достигают доли энергетических : urpar. Поэтому обеспечение конкуре»п«способности производства и поставок мелющих шаров является дли предприятия актуальном задачей.

Fi настояшсе время в практике рудопод-гоговки СИ «Эрдвзт» накоплен необходимыЛ 01П.П использования мелющих шаров производства Монголии. России. Украины. Kaiaxct д-ия. Китая, Японии и др. стран В результате тпуго слокнлнсьблаго приятные предпосылки для выбора технологических вариантов шго-товленнн шаров и минимизации затрат на .обеспечение потребности в них, а также дли снижения объема экспортных поставок н развития собственного производства. Освоение на монгольских предприятиях серийного npoin-водезва катаных (КОО *ЭйД5НЭТ-Ме?алл#). кованых (Дарханекин металлургический завод) и литых шаров iKOO «ОРЛ-Металл»)

позволяет СП «Эрдэ»ог>« обеспечил, значительную масть потребности и них

Установлено, что эффективность нзмель-чення рудных материалов в шаровые мельницах по анергозагратам, расходу измельчающих шаров (рис. I) и выходу готового продукта определяется составом и режимами шаровой загрузки, а динамика изменения этих параметров связано в значительной ыепенн с износом и качеством материалов шаров [2].

Сложившийся в Монголии рынок производства и потребления мелкмцнх шаров характеризуется большим разбросом их качества, различием технологий изготовления, химическим составом материала, расходам шаром и долей затрат в себестоимости рудополго-товки (табл, 1).

И этих условиях становятся приоритеты-мн оценка стабильности процесса гроизвод-стна и разработка методов статистического регулирования качества мелюшнх шаров, поставляемых и производимых с нелыо постижении в процессе рудоподгоювки максимальной идентичности качества ол! отипных

н»

«>

к

70 60 50 40 30 20 10 О

1_

__ 1 .

\ \J >

\

♦ - _ _ j _|\

M -А— < \ ■ \

! \ \

j \ ~ \ \ ! \

10 го 30 40 50 60 70 80 Диаметр пиров. мм

90 100

Pue I Зависимость расхода мелющих шаров на измельчение руды от их диаметра

(данимеСП «ЭрдЮТ»)

"Даиные промышленных нсныппшП а условиях СП «Эрдэнтт» м 200 I - 2006 гг.

•• В знаменателе указан углеродный эквивалент химического состава. рассчитанный но формуле,

С. • С + Мп/6 t-Sl/24 Ст/ 5.

Гибишл I

Химический состав н твердость широк диаметром НО-120 мм. применяемых р СП «Эрдэиэт*

№ u/u imirirm*'1 таэдмстъ hrc (чсма a spot. irfm

способ, гу с mn si h s О

1 ivcott. стпабокхив иаол. ,шгк. 0.4-2.5 06-3.0 0.1-0.33 til 0.067 6.15 0.007 0.v-1.x 35/52 1.1»

[1.066-04» 0,13-0 j

кжидгаи, тоо ■клешни (пл*ч1>,«фский фндпаяХ мрдедт, гу5$юркз'*)4 7093 тоо-оо1-2003 0.4-0.9 0.4-1,0 0,15-0.4 0.0) 0.05 40 / 5« 1.13

0,1)66-0,15 0.025-0.066

минитшп " •г.)рл»>г-метшим, иршапш, tv lui&eftiupino 0.65 1LH 0.09 0.1? 0.05 0,02 0,02 1ш 0.025 4« 1.03

4. )4>сск*. clcooauoaiu шал. jinrte. гост 75j4-k9 US 0,72 0.12 1.0 0,166 0.0?» 0.09 0,33 55 1.15

5. монголия, ту i km ml). koo «oi'a-mcram- 1.44 Ш 0,16 Й.Й 0.15 0.042 0.012 L22 0.2 41.4 1.2

Шаров, оправдывающей их изготовление и приобретение. Показатели качества, »гредстлвля-•ошиесобой непрерывные значения химическою состава элементов и твёрдости металла, принимаются как количественные, л основанные на определении доли дефектных (не соответствующих нормативным) - как качественные или альтернативные, t Ipucyuuw технологическому процессу вариация, известная как неустранимая, характеризует воспроизводимость процесса, определяет тот уровень качества, который в состоянии обеспечить данный процесс при нормальном функционировании В таких условиях восфокзводнмость процесса изготовления шаров зависит от двух основных составляющих - изменчивости исходною качества металлы и изменчивости, присущей настройке оборудования, включая вариацию, вызванную работой оператора.

If данной работе предлагается совокупность Критериев количественной и качественной оценок, позволяющая идентифицировать

факторы воспроизводимости процесса изготовления шаров и на этой основе создать предпосылки для статистического управления их качеством на стадиях производства и применения

Если обеспечивается достаточный сбъём данных по количественному показателю качества шаров, то в соответствии со сгатис-тической теорией вариацию процесса гю параметрам качества можно оценить средним квадратнческим отклонением

При контроле по качественному прижлку возможны только два альтернативных вари-анта качества шаров - годные и дефектные. Воспроизводимость процесса оценивается по доле дефектных шаров в выборке q 5 </>ч где Ч - допустимая доля дефектных шаров в партии (генеральной совокупности). При выполнении указанного условия процесс считается воспроизводимым и партия шаров признаётся годной.

Статистический контроль качества ноет ¡редупредительный характер, гак как позволяет получать достоверную информацию об ■I »ченениях качества н ходе самого процесса вроюводства. позволяет управлять качеством изготовления и стабильностью качества поставляемых шаров (на стадии входного контроля). При этом удаётся обнаружюъ изме-I ген не характеристик технологического процесса, близость его параметров к граничным значениям. что. в свою очерель, позволяет принять меры по предотврашепмто брака.

Для статистической оценки точности и стабильности качества изготовляемых и поставляемых шаров использован ряд показателей н характеристик |3]. Гак. в качестве показателя точности количественных показателей химического состава и твёрдости ИКС и НВ может быть применён коэффициент их точности:

•-"и

'ле .V, - действительное среднее значение

параметра по техническим условиям; Л*„ -номинальное среднее значение параметра по техническим условиям: - поле допуска параметра по ГУ.

Индекс смещения принят для характеристики смещения центра рассеяния значений параметров качества шароп от середины полей их допусков по ТУ:

При контроле и регулировании технологического процесса по количественному и альтернативному признакам можно достаточно достоверно моделировать, используя норма/, ь-ный закон. Если процесс стабилен и качество продукции характеризуется количественным признаком, то эмпирические значения этого признака н доверительные области сущес пк> вання могут идентифицироваться на основе нормального закона.

Вся площадь под кривой нормального распределения плотности вероятности /(ж) (рис. 2) составляет единицу (как и для любой функции распределения), а заштрихованная плоишь под кривой между двумя Граничными значениями допусков ил параметр качества

Рис. 2. Модель идентификации качества шаров по количественному признаку (по химическому составу и тпёрлости)

v. например по химическому составу металла МЛН твёрдое™ шаров, находится в пределах допусков Ти и Г Это означает, что каждое случайное значение параметра * будет больше Г, но меньше Г, а периферийные участки площади под кривой имеют вероятности •/, и </ выхода значений параметрах за нижнюю и верхнюю границы допусков на параметр качества. т. с. представляют собой допустимый у ровень дефектности выборки тарой по контролируемому параметру качества, по которому можно провести альтернативный контроль дефектности партии шаров и определить для заданного риска изготовителя и потребителя 1триём очные и браковочные критерии.

Вероятности одного из периферийны* участков плошадей под кривой нормальною распределения можно определить ги ■ табелирован-

ным значениям и: >— »

и

а доверительная вероятность облает рас пре-дсления параметров качества в продела* допусков по ТУ:

*)« I - (</, + Ч,)

Контроль качества изготовления и поставки включает оценку дефектности контролируемых партий шаров по альтернативному признаку. Решение о их годности в Лом случае ни основании контроля изделий из паттнн (выборки) неизбежно сопряжено с ошибками, связанными с браковкой хороших (ошибка I рода) и приёмкой некондиционных изделий (ошибка II рода). Задача заключается в том.

чтобы в условиях выборочного контроля такие ошибочные заключении делались крайне редко, .1 их вероятность была заранее определена Используется модель идентификации качества шаров По альтернативному признаку, которая представляет собой фуниино^, равную вероятности принятия партги с уровнем дефектности </ (рис. 3)

1^2 ' ^ &

1

где .V - объём изготовленной (зюставленной) партии шаров:// - объём контролируемой ны-боркн; а. - риск изготовителя и потребителя; С приёмочное число; С - браковочное

Рис. 3. Модель ндентифигаипи качества шаров ио альтернативному признаку о риск ниюггцхштсля чти лсроитНОСть приемки браковки партии с прММОчны и у/нцтем

Сефсктности <]• Р - риск потребителя и*.и оероятностъ прийти плохой партии. - щтйиочный уровень дефектности партии: - браковочный уровень д&^сктности партии (I) - область приемки - оиапаэсн качества, который «почти всегда» обеспечивает прилику (2/ - обрасти цшопрсОслснио&пи - Отпоят качества, при котором партия к*сст быть 1ибо принята, либо забрикыано, (3) - облает* браковки - Оаатгат кичеаппа. который 'почти асе:ч)а>-«итнаап брахоаку; Г Г нижний и верхний предан допуска

па признак качества

Как видно на рис. 3, для определения уровней приёмочного контроля производителе*! н потребителем шаров справедливы уравнения:

Р(х,) £ 1 - а:

И)

Приемочный контроль качества шаров изготовителем и потребителем по методу однократной выборки для рассмотренной выше модели нормального распределения значении параметров качества шаров можно произво-пгп. по следующим формулам дп» кттюн-геля (пс) и потребителя (р) [2]

Vй»! V"» I1

число: Ф(г) - функция Лапласа (табулированные значения) (3); ц - д, д. - р(х^ > Т^ -+й Г)- приемочный уровгнъсуммарной дефектности по контрольному признаку качества для двустороннего допуска (см рис. 2); кщ - фактическое значение параметра качества; ц ~ «у, - {¡. - £ О + /*х 2 7.) браковочный уровень суммар>юй дефектности для двустороннего допуска.

Назначение оценочных критериев приёмки и браковки качества шаров рассматривается в широком диапазоне требований изготовителя и потребителя, поэтому целесообразно некоторые из них конкретизировал.. В частости. величина браковочного уровня качества выбирается исходя из требований потребителя. которому необходима доля дефектности партий шаров по нормативным парэмет-

1'мс 4. Действительны А риск посташшиш ирннеобоснованном залшпш приемочногоуроона качества: - действительное и максимальное мочения дефегтносш

рам не хуже х^ Величина приёмочного уровня качества v, устанавливается с учетом ноз-«ожиости производства, которое должно обсс-нечнть выпуск шаров с уровнем дефектности ./. _-</,. где </ - средний уровень дефектности партий при стабильном процессе. Только • этом случае поставщик гарантирует себя от браковки хороших партий, выпушенных с соблюдением технических условий, за счёт повышения вероятности приёмки (I - о.) с w-даннымн параметрами качества и соответ-спуклцего снижения вероятности браковки хорошей пяртни. Па рис. 4 показано, при кьки\ соотношениях среднего и i ирантнропаиного уровней дефектности шаров можно снизить риск изготовителя.

Исходя из рассмотренных моделей доз-пнкновенип рисков изготовителя и потреби теля, можно отметил., что левая часть оперативной харакпгристнки отражает требования поставщика, правая - потребителя, а Средняя - того и другого в зависимости от технико-экономических последствий реализации выбранного плана контроля.

Использование гипотезы о нормальном законе распределения признака качества шаров » выборке из контролируемой партии изготовления дает возможность ив основе ет о

параметров (X. ) более точно исследовать воспроизводимость процесса. Это необходимо для оценки того, будет ли допущено пересечение двух границ пазя дот ска и можно ли определить долю дефектных шаров, оказавшихся та этими граница им Гака» нцсим может бы и. произведена с помощью индекса воспроизводимости процесса G^ (4J,

При двусторонних границах допуска (7',

Т.)

Т -Т

6- ¿A-i*. о 6о

(6)

При односторонних границах допуска < It или Г):

Г.- а.

или

О)

За — ' Зо

Рекомендуется использовать следующие условия оценки воспроизводимости процессе:

1) 1,33 < Gt - вполне удовлетворительно;

2) 1,00 < Gt < 133 - адскватно; (»)

3) 1,00 > С, - неадекватно.

При организации контроля качествл изю-говления шаров предполагается, что объём контролируемой партии определяется условиями организации процесса (количеством нехиа-ного металл«, числом плавок, требованиями потрс&тталя, ««процессом измельчения и др.) Кроме того, имеется в виду, что обым выборки составляет менее 10 % общего «бьёма партии, т с. и < 0,ЮЛ' Получается, что каждая партия имеет обьём V (следует озмепгть. что на практике парт ии шаров не обязательно имеют равный объём). Качество (проценг дефектности» каждой партии должно оцениваться для того, чтобы определить, принимать партию или её отклонить. Кроме того, устойчивая воспроизводимость процесса изготовления шаров на основе накопленных данных выборочного контроля качества обусловливает прогноз и гарантию качества шаров на полный обьём поставок потребителю, «по обеспечивает возможность оптимизирован, соотношение цены и качества шаров. Необходимой и достаточной оценкой достоверности идентификации качества всей партии или прогнозируемой генеральной совокупности поставляемых объёмов шаров является доверитель! п>1Й интервал млтемапгческого ожидания

Качество шаров о оценкой вероятности изготовления с отклонениями от требований технических условий но химическому составу и твердости, как что видно из рис. 5. полно-ствн"» онреде-ыетси техническим допуском на контролируемый признак (Г,, / ) и соожоше-нием •еиерального математического ожидания (Л/!.?!) и среднего квадратическото откзо-нсния а.

г<*>

• и 1 г «

я, Я,

С .

И*) *

Рис.5 Вероятность дефектности партии шаров «/,•'/: "Р" нормальном распределении признака их начестпа с дну сторонними допусками

В г»гом случае мслюшне «пары считаются дефектными, если контрольный признак алекватен условию Г £ д 5 Г В противном случае ШйрЫ классифицируются как дефектные Тогда уровень дефектности партии < генеральной совокупности) с/ = * </. должен соответствовать у словиям .v, < г а г. > / а средний выходной уровень дефектности генеральной совокупности можно определить:

(О)

где Ф<А") - табличная функция Лапласа [2]; |т| - математическое ожидание генеральной совокупности (партии)

Предположим, разладка тсхнплогнческо-го процесса приводиттолько к смишсшпо центра (см формулу 2)) рассеяния контрольного

признака Л/|Х|,а воспроизводимость гехпро-цесса пи пеличнне о остался неизменной Тог;ш воспроизводимость можно расоштрн-

вать как постоянный параметр, который всегда может быть заранее определён путём проведения специального эксперимента.

Из уравнении (9) видно, что при сформулированных условиях вариация качества полностью определяется вариациями в пределах доверительного интервала (см сабд. 2) генерального математическою ожидания

Таким образом, требование к качеству партий |<у11 £ I/ определяется из уравнения [И):

Ы= 0.5

(10)

где <7, - допуск на дефектность для НИЖНИХ значений параметра качества выборки

Аналогично требование <: у, определяется из у равнения

(И)

где д} - дефектность верхних значений качества выборки допуска.

Поскольку [X] - ?. то для сформулированного выше правила классификации шаров на годные и дефектные условия приёмки партии можно записать в следующем виде

(П)

I рафик оперативной характеристики приводится на рис. 6

р

.0

- о •

а •

•

Р Г " т — т----"Л3"?—

Рис.б. Г рафик оперативной характеристики контроля качества но количественному признаку

Используя опытные и теоретические плотности вероятности показателей <лчесгва. можно определить соответствующие числа шаров

в интервалах дефектности и [$,] в срав нении с и //.

Как видно, рассмотренные модели создают возможность решить комплекс следующих типовых задач статистического контроля и регулирования качества изготовления мелющих шаров.

- установление закона распределения плотности веройIноетн и вероятности приёмки контролируемых признаков качества мате-риала шаров:

- оценка точности и воспроизводимости елчесгиа шаров.

- идентификация доверительных гранат допусков и приёмочных (браковочных) крттге рнев качества.

- котттроль годности и соответствия качества выборки по количественным критерием технических условий;

прогнозирование статистической надёжности н воспроизводимости качества планируемых объёмов производства и поставки шаров

По предложенным выше моделям и критериям качества серийных изделий 320 литою шаров диаметром 100 мм производства ШО «Ора-Металл» проведен статнстичсскнй анализ характера распределения химического состава и твёрдости материала. Выборка Шаров представлена в виде ряла контрольных проб по одной от каждой плавки и проведена случайным образом из произведенной в КОО •Ора-Металл» партии в количестве 3200 шаров с соблюдением условий воспроизводимости технологического процесса их шготовае-иия. Результаты статистической обработки шшых химического анализа содержания элементов С. Мп. Б (. Ст. Р. Я и замера твердости ЯЯС и НУ материала шаров приведены в табл. 2 и рис. 7, 8

В табл 2 также приведены статистические характеристики надёжности и воспроизводимости техпроцесса изготовления литых шаров путём идентификации их качества по техническимусловиям ГОСТ 7524-89, Из приведенной таблицы видно, что точность и воспроизводимость параметров качества материала шаров в указанных, условиях по отдельным элементам неадекватны, тик как имеет место существенное смешение среднего содержания С. Ми, Б и Сг относительно середины поля допуска из-за значительного удаления нижних граинц содержания элементов от рекомендуемых по Г ОСТ 7524-81. В этом

случае достаточная статистическая надёжность попадания допуска в доверительный интервал среднего значения показателя кпчгства МОЖСТ быть достигнута корректировкой его границ и соответствующего уровня дефектности материала шаров на каждые 1(Ш ил с учётом изменений технолог ичсских и эксплуатационных свойств. При этом обеспечивается минимизация объёма выборочного «мнт-роля по признаку качества, а также рисков изготовителя и потребителя (см. формулы (5)).

Полученные законы распределений (см рис ?. 8) признаков качества шаров даю wov можность учесть последствия смешения центров действительного распределения относительно серсднн палей допусков. В частности, при смещении середины двухстороннего допуска в сторону меньших значений признака

7W,

т

качества, т. с. если

то вероят-

ность браковки Рп по нижнему уровню значений признака качества снижается, вероятность приёмки Г п - поиышлетея, а риск изготовителя забраковал» хорошую партию шаров снижается В случае смещения середины поля двустороннего допуска признака качества в сторону больших его значений, т. е.. если

Г -Т

' — тогда вероятность бракован по

верхнему уровню значений прттзнакл качества повышается.

Идентификация доверительных приемочных границ качества шаров при смешении середины дву стороннего допуска относительно центра действительного распределения может бьгл. проведена также но суммарному выходному уровню дефектности шаров для границ Гл и Г = у, ' показанных на кривых вероятности приёмки (см. ркс 8) В этом случае составляющие суммарной дефектности и </. определяются по формуле (5) для границ поля допуска Г и 7\

Идентификация приёмочного уровня качества шаров для односторонних допусков (например, по содержанию фосфора и серы) произведена ив осмоис Условия (см. формулу

(3»

</2 »[0,5 -P(xt <Гв)|-

0.5

п 2

у.

<я

V.

I».

Г4 Т

? 3

3

О

ц -

о е

3 5

33

Ti

«л о' о

п

•Гг rí

8 Зо

M

9 g Г.

» о о

ос _

О rsc —

й о

п т" —

о S »C

о

з

«V VI

5 f.

О

с, о

С о

m О,

Hg*

22

S S

*

г»

í?

s». SS

s*, s?

ft

я-:

» o-

g

•го I

5 5

I i

II

s s

w

23 £ 2

S i ê

i, ce 2

о ^

и

Г1 F

s I

00

f n 3

» - о

•Л -О

Г» —

о о

о о*

2 ^

о с

о о

3 s

s- §

«л

гн £ о

ж

»л

*

со rí

в

s

*

о

s

3

о £

». а О - §

=•=•1

с

18 I

О g

■л. гч о —*

S ri â

о - 5

2 ? о* с"

~ - í

ж

е< » о

П 5

о о ё

С

6 I

г

I

с

а

о

г

й аз с« ос за « и 1в ;

♦ _2. -Л

а 0.01 о.св 9,03 0.04 с 05 о ю 0 07 о 08 сой 0.1

Рис. 7. Распределение пдогносш вероятности содержания:

а -углерода (С/, б - крелшия ($0: ч - марганца <Мп). г - углерода (Сг); д - серы 05); с - фосфора /Г). ж С з- ИКС I - лмнирическам пчотность вероятности, 2 - теоретическая плотность вероятности; 3 - среднее значение Б _ 45 —

Рис 8. Идентификация вероятности приемки, граниа(Г. П поля допуска н дефектности а - Мп; б-р; в- Сг; гд - с - С; ж - НЯС; з - С, ♦ - эмпирическая плотность вероятности; ш теоретическая тотность вероятности.

—Щ--среднее значение Я

Из этого условия ПИДНО. 'ПО при постоянство с чем больше величина смешения Хя в сторону минимальных значений содержания Р и У тем меньше вероятность браковки Р партии шаров по этим параметрам и меньше риск изготовителя шаров забраковать хорошую партию (см. также рис. 8.6. г).

Статистическая надёжность границ допуска качества установлена для нормального распределения в диапазоне 6а. охватывающих 99,9 % всех значений (см. габл 2) Пазе рассеяния значений параметров качест ва всех распределениях превышало величину допуска (1Г - Г¥) пи эти параметры, поэтому суммарный выходной уровень дефектности шаров в исследуемой оСстасги качества иахо-тился н пределах (2-20 %). Поклкпель суммарной дефектности дни технологически обо-гновинных |раниц допусков, обеспечивающих необходимые литейные и эксплуатационные гвоАства материала шаров, находится для техпроцесса «.ОРЛ-металл» в пределах I -I % (см табл. 3, Р, а ^ 0.93 - 0.98). Как видно 1гз формул (5). при дифференцированном нормировании границ допуска на дефектность шаров риски браковки хорошей партии и г ри-ёмкн плохой паргин могут оказаться неприемлемыми. Для исключения таких последствий I данной работе проведён следующий лап контроля, заключающийся в определении приёмочных чисел таре» для различмыл вероятностей приёмки Р, п с 0.8; 0.9; 0.93 -0.98. соответствующих выбранным доосри-тедьным Iраницам допусков.

В основу расчётов выбраны 10 планов, отличающихся нормативным уровнем выходной лефектностн по содержанию элементон и твёрдости материала шаров. При этом предполагалось, что по мере повышения показателей точности и воспроизводимости техг ро-цесса изготовления шаров (см формулы <2), (3), (8), (9)), нормативные уровни дефектности будут корректироваться, чзо позволит достичь адекватности качества но показателю его воспроизводимости (см. условие (8)). На достигнутом в <ЮРЛ-Металл» уровне дефектности допустимые риски приёмки (бракоеки) шаром в этом случае обеспечиваются выбором для кажлого плана еоответет вукштих «:рн-ёмОчных чисел. Результаты их расчёта по

формулам (7) приведены в табл. 3. которые представляют собой максимально допустимые числа дефектных шаров для нижней ( 'f¡

и верхней с,1 границ допуски по контролируемому признаку качества, а допустимо; суммарное число дефектных шаров в вь-борке

может быть определено как С,У + С/ Для каждого плана Для контроля годности выборки определены по кривым распределения плотности вероятности фактические числа дефек-

I ныл шаров за пределами нижней С, и верхней С * границ допусков-Заключение с» каче-сгве выборки сделано по условиям, с',? £ С,]

для нижней границы допуска. С,4' S С, - для

верхней, численные значения которых покатывают (см табл. 3, п 2) приемлемую область идентификации суммарной дефектности выборки ни основе планов (3,9), (5,11; н (6,17) и полностью адекватны критериям годности Однако адекватность условиям приёмки выборки по планам (3.9) и (5.11 ) лостигпь-тея за счёт большего объёма контроля качества

Прогнозирование воспроизводимости качества шаров п принятых компанией ..Upa-Металл» объёмах производства и поставки выполнен для технологически обоснованной партии в 3200 шаров. Результат.! прогноза приведены в табл. 3 (п. 3) для двух групп качества, отличающихся суммарными выходными уровнями лефектностн <7=■0,1 и q ** 0,02. Приёмочные 1ранниы качества партии установлены по нижнему и верхнему пределам доверительных шттервалов средних знгмений параметров качества. Гранины приёмки парши, соответствующие допу стимому су ммарному уровню дефектности с/ = 0,!. оказались неприемлемыми по уровню дефектности, вследствие превышения верхних и нижним контрольных границ по содержанию Si, н твёрдости IIRC. Поэтому переход на использование полей допусков по второму варианту прогноза качества, соответствующему суммарному выходному уровню дефектности «/ * 0,02, позволил обеспечить нормативную вероятность приёмки партии P¡ ^ = 0,98

S

л с £

I

к

If * i

i: i

a*

С «

5 ,í

-С"

vi

M

I %

s

e g

I

I

J»

•a

i

a. 91

1Л Л

I

f»l

о M ©

s r»l

IT I? » M

о

"F

а-

if

¿

tí

Я

« ^ tí

а

tí

а

s

г-

а"

я

г-

а*

я

а

vn с о

а

s

я

"V

о'

tf S

а

S

»n

I

If

s

о.

f.

2

д

1

2

И

«1 N

a

з

a

«4 гч

»

о

ГЧ

m о

«

1Л

п

а*

я

в

Я

о.

1Л

cl

с

W.

с

а"

с

а

s

5

г5

Г1

ГЧ

а

I1

Г4

г»

5

«ч

о

ГЧ fi

1Л о

с • •

f _

О • •

s

а

5

а

s

я

а

а

а

а

«л

а

г»

з

г--*

3

5

г-

3

! 3

m

г- _

'О

«л о

к _

и

о о

3 : *

V.

t-t

<ч Д ©■

г»

5 - S

о е> 9 Ч • •

» о-

1. и

и

Œ

а

- S

2 £ а в

f § V =

а «

Ü

•s у

S

s

- - а

•öS-

с- in — г«

«ч а

« 2 ^

f^ чг '■£> ^ Г4 f.

Ö S

3

•i

n

xf

.íJ

H

if

и

SS

€Л

3

з 2 I 3 Я я

£ s 5 A i ?

■о

rf я

a s

V V

Я - = -

■X

Ч s И з 3 5 5 а а

s Ï 15 П а « * s

« s

$ 2

<ч

N

■О

Я

V г-

s

<7

а

V

Я

м

V

» я

5 ЗЬ ?

5 Ä V 2 я

А ,

а

S

я

V г-

« s ». я 3 s s я а «

s I ! i I П I s S

s I я S 5 а з я я

s ï I S 3 S S

* S I S 5 ? §

Я

V

14

V

Ci

мП 3

S я я

g I í I ? ? § g V V

^ г-. - " " м ~ ~

S м с Р >

'о н _ Cj tí и- _ О ** а. О

и И VI VI M

♦ о

гО ■о- _ О '3 и 1 0 1

1 i

I а ким образом, планы контроля содержа! перспективу улучшения воспроизводимости процесса изготовления шаров по показателю ((см выше) >а счет перекрытия размаха распределения величины допуска и сокращения дисперсии параметров качества. При этом, как показывает* контроль качества по плану (6.12). достигается Сокращение его объёма в 10 рл» и к 5 раз сокращается риск последствий неадекватного контроля

БИШЮГЙ\ФИЧЕС КИЙ СП11СОК

I Андреев С .1 Дробление измельчение, грохочение иоле шил ископаемы:. 'С А, Андреев, В. Л Перо«. П 8 ймгрсвпч.-М. Иелра. 19*0 -415с

2. Ешп-.')}.кЬ>п1п, И (КООвЭрл^тг"; Онределение оптимальной шаровоЛ загруткн меЛЬПМН МШИ 5,5x6,5 в заданных технологических условиях измельчения Б. бвт-Эрдэют, Г Л Ьсарских /Г Научные основы и практика переработки руд и техногенного сырья: материалы Международной нвуч.» техн. тоиф. 22-27.05 2006 г.. Екатеринбург - Бкате-рнибург. Изд-во АМН.2006. - С 301 -3)9.

3.Ноирских, Г. А. Надежность торфяных машин учебное пособие > I Л. Боярских, Л. Г. Кук-дин. Свердлове к: СГИ. - 192 с

4. Статистически* методы повышен tot коче-гпти' пер. сaunt, под pea. X Кум>. - М Финансы н статистика. 1190. -j<W с iul

5 Шр,1он,Дж Контрольные xapvbt / Дж. Мер-док; пер. с л и гл. С А. Фатеевой. Мл Финансы и статистика, I9K6. - 150 с

6. Технологические па «мы управления качеством машин/А.С". Насильеп(и др.) -М. Машиностроение, 2003. - 255 с

УДК 622,232.8.004 J 2:625

МЕТОДОЛОГИЯ И ЗАДАЧИ МОДЕЛИРОВАНИЯ ТЕХНОЛОГИЧЕСКОЙ НАСЛЕДСТВЕННОСТИ БУРОВОГО ТВЕРДОСПЛАВНОГО ИНСТРУМЕНТА УДАРНОГО ДЕЙСТВИЯ

Г. А. Боярских, И. Г'. Ьоирских

Рассмотрены фсиомсмикничсскис аспекты исследования технологической наследственности але-mcinnn армирования бурового циструмонта на основе анализа условий получения еннергетическот эффекта изменения свойств, преаытакцдсгосуыму слагаемых -»Ффекюв от влияния отдельных параметров его конструкшш, технологии изготовления и условий эксплуатации. Показана возможность получения синергггнческого эффекта при направленном наследовании свойств конструктивных элементом црм и розним Прелложеиы модели технологического воздействия в наследования свойстп породорюрушпюшич вставок нз 1 вераого сплава труппы WC-Co ь процессах к иотпвлезш* и эксплуатации инструмента, «по» рме соанкя' методолог ические предпосылки управления свойствами конструкционных материалов при проектировании, изгогоамении и эксплуатации бурового твердосплавного инструмента ударного лей« спи«

Ключевые слона: буровой тпердосплавны Л инструмент, технологическая наследственность, метод о-/Ю1 ин. моделирование, упрочнение, элементы армирования, пайка, термообработка'

Mienomenological aspect) о I research of a technological heredity of elements of reinforcing of ihe chisel COOl «и» the basis of the analysis of oondittons of reception of joint ihe effect of change of propenies exceeding (hr sum of composed effects from Influence of separate родапстгеа of its design. manufacturing techniques and operation condition! are considered Reception possibility of joint effcci is shown at the directed inheritance of properties of constructive elements of reinforcing. Models of technological influence and inheritance of properties destroying hrc«?«l insert,', rrom a firm alloy of^roup WC-Co in proteases of manufacturing and operation of the tool which create methodological preconditions of management of pro;lertie* of constructional materials at Je*ignlng. manufacturing' .-,nd operation chisel firm alloy the tool ol shock action are offered

А"му worth: chisel firm alloy the tool technological hcredny. methodology.modelling, modelling, reinforcing elemcnIs. the soldonng. heat treatment

52 —^--:-----------