CC BY
14
УДК 629.113.011.004 Проф. Г.С. Гудз1, д-р техн. наук;
доц. М.М. Борис2, канд. техн. наук; 1.Я. Захара3, канд. техн. наук
ВИЗНАЧЕННЯ ХАРАКТЕРНИХ ЧАСТОТ ТРИВАЛОСТ1 ДЕФЕКТУВАННЯ КУЗОВ1В СПЕЩАЛЬНИХ АВТОБУС1В НА ПЩСТАВ1 ЙМОВ1РН1СНО1 МОДЕЛ1
Проан^зовано можливi дефекти кузова спещального автобуса на шдставi спос-тережень за ними у виробничих умовах. Внаслщок опрацювання статистичних даних розраховано густину розподiлу тривалостi перебування кузова на дшьнищ, побудовано гiстограму емпiричного розподшу тривалостi та визначений його теоретичний (нор-мальний) закон. Дослiджено узгоджешсть мiж теоретичним та емпiричним розподшами величин за допомогою критерiю Шрсона, що дало змогу мiнiмiзувати кшьюсть кон-трольованих параметрiв кузова.
Ключовi слова: кузов, спещальний автобус, дефектування, статистичний та ймо-вiрнiсний аналiз.
Постановка проблеми. У зв'язку з постшним збшьшенням вiддаленостi лiсосiк, широкого застосування у лiсовiй галузi набувають спецiальнi автобуси для перевезення вахтових бригад до мiсць заготiвлi деревини. Оскшьки цi ма-шини працюють у важких клшатичних та дорожшх умовах, то !х експлуатацiя потребуе вiдповiдноí органiзацií технiчного обслуговування та ремонту, i зокре-ма тако1 складово!' як кузов, що е одним з найдорожчих елементiв автобуса. Варто зазначити, що ремонт кузова становить 50-70 % ввд загального обсягу ро-бiт з каштального ремонту автобуса, за якого економш тiльки листового матерь алу, поршняно з виготовленням нового кузова, становить 76-78 % [1].
На яккть ремонту кузовш значною мiрою впливае своечасне виявлення дефектiв, 1х систематизащя та визначення параметров, що супроводжують дефектування, на засадах ймовiрнiсного пiдходу. Це й визначае актуальнкть цього дослiдження.
Аналiз останнiх дослщжень i публiкацiй. Останнi дослiдження ремон-тоздатностi кузовш проведено досить давно через реструктуризащю автобусо-будшно!' та авторемонтно!' галузей [2-4]. Виняток становить фундаментальна праця [5], у якш розглянуто питання ремонтоздатностi кузовiв легкових автомо-бiлiв з позицií пасивно!' безпеки, але без дефектування. У робоп [6] здайснено систематизацiю дефекпв кузова спецiальних автобусов на засадах статистично-го аналiзу, яка потребуе подальших дослiджень.
Мета роботи - визначення характерних частот тривалостi дефектування кузова спещального автобуса на засадах ймовiрнiсного пiдходу.
Основнi результати дослщження. Згiдно з технiчними умовами на ка-пiтальний ремонт кожна деталь мае певну кiлькiсть контрольованих параметрiв. На рис. 1 показано мкця розташування можливих дефектов кузова спещального автобуса НЕФАЗ-4208, а в робоп [6] наведено технiчнi умови на його кон-троль-сортування. Контрольованi параметри, з погляду контролездатностi, вва-жаються однорiдними. З огляду на це, у робоп [6] здiйснено íх систематизащю
1 НУ " Львгвська полггехнка";
2 НЛТУ Украши, м. Льв1в;
3 1вано-Франк1вський НТУ нафти 1 газу
та наведено вщомють результатiв спостереження за дефектами 69 кузовiв, отри-маними у ВАТ "Укравтобуспром" (м. Львiв).
Для визначення розподшу тривалостi перебування кузова на дтьнищ масив даних (випадкових величин) розбивають на декiлька штерваив. Групу-вання даних починають з виявлення найбiльшого хтах i найменшого х„иП зна-чень випадково'1 величини з метою визначення оптимально'1 ширини iнтервалу:
И _ хшах — хшт (1)
_ 1 + 3,2 • 1п N'
де N - величина вибiрки (кiлькiсть кузовiв, N = 69). Для потрапляння крайнiх значень випадково'1 величини в iнтервал розподiлу приймаемо хшах = 365 i = 225. Тодi оптимальна ширина штервалу буде такою:
365 - 225 365 - 225 _ 20 3
Рис. 1. М^ця розташування дефектiв кузова спещального автобуса НЕФАЗ-4208-0000010-13
Прийнявши И = 20, кшьюсть iнтервалiв вiдповiдно становитиме
365 - 225
20
_ 7.
(2)
г______— г
п
I,
138
Збiрник науково-техшчних праць
Розрахунок емшричних показникiв розподшу проводимо в табличнш формi (табл. 1). Для цього розбиваемо масив експериментальних даних на п ш-тервалiв, визначаючи потрапляння кожного значення х1 у конкретний штервал у (у = 1,2,...,7), та фжсуемо кiлькiсть попадань х, у кожному iнтервалi (значення ту). Тод ймовiрнiсть попадания значень х1 в у^нтервал [7]:
N
, ] е п,
(3)
де ту - частота потрапляння значень в у-штервал.
Табл. 1. Розрахунок ймовiрностi та густини розподйгу випадково! величини
Параметр Позна-чення Номер штервалу
1 2 3 4 5 6 7
Ширина штервалу п 20 20 20 20 20 20 20
Межi iнтервалу х, х, + кг 225 245 245 265 265 285 285 305 305 325 325 345 345 365
Середина штервалу х 235 255 275 295 315 335 355
Частота т/ 15 17 14 10 8 4 1
Имовiршсть Г 0,217 0,246 0,203 0,145 0,116 0,058 0,014
Густина /у 0,0109 0,0123 0,0102 0,0073 0,0058 0,0029 0,0007
Емшричну густину розподшу випадково! величини визначаемо [7]:
Мх) = Г], ] е п . к
(4)
Для побудови пстограми емпiричного розподшу на осi абсцис вдала-даемо у вибраному масштабi iнтервали ху i, взявши !х за основу, будуемо прямо-кутники, висота яких дорiвнюе густинi ймовiрностi даного штервалу, оскiльки
п
Е /еу(х) • П = 1. (5)
у=1
Розглянемо теоретичний закон розподiлу випадково!' величини, що е аналiтичною залежшстю мiж 11 числовим значенням х та густиною ймовiрностi /(х). Найпоширешшим теоретичним законом е нормальний закон. Тодi густина нормального закону розподшу випадково!' величини мае вигляд [7]
/ (х) = -
1 ( (Ху - х)2
(6)
Розрахунок координат теоретично! криво! нормального закону розподшу подано у табличнш формi (табл. 2, стовбець 9), виходячи iз спiввiдношения
1
31,5 •л/б28
•Ехр I -
(ху - 273,6)2
2СТх2
= 0,0127 • ЕхрI -
(ху - 273,6)2 1984,2
Узгодженiсть мiж теоретичним i емпiричним розподiлами випадково! ве-
личини ощнюеться за допомогою критерда х Пiрсона [7]
=п-П-Ё
у=0
/е(ху) - /(ху)
/(ху) '
(7)
т
г =
} х; ; 7е(Х;) (X; - X)2 (Х; - X )2Г; 7e(Xj) 7 (X;) [7e(Xj) - 7(X;)]2
7 (X;)
1 235 0,217 50,995 -38,6 1489,96 323,32 0,0109 0,0060 0,00400
2 255 0,246 62,730 -18,6 345,96 85,11 0,0123 0,0107 0,00024
3 275 0,203 55,825 1,4 1,96 0,40 0,0102 0,0127 0,00049
4 295 0,145 42,775 21,4 457,96 66,40 0,0073 0,0101 0,00078
5 315 0,116 36,540 41,4 1719,96 198,82 0,0058 0,0054 0,00003
6 335 0,056 19,430 61,4 3769,96 218,66 0,0029 0,0019 0,00053
7 355 0,015 5,325 81,4 6625,96 99,39 0,0007 0,0005 0,00008
Разом - 1,000 273,6 - - 992,1 - - 0,00615
X - X )1Г]
1е(х1)
7 (X;)
УеШ -1(X;)
7 (X;)
235
0,217
50,995
-38,6
1489,96
323,32
0,0109
0,0060
0,00400
255
0,246
62,730
-18,6
345,96
85,11
0,0123
0,0107
0,00024
275
0,203
55,825
1,4
1,96
0,40
0,0102
0,0127
0,00049
295
0,145
42,775
21,4
457,96
66,40
0,0073
0,0101
0,00078
315
0,116
36,540
41,4
1719,96
198,82
0,0058
0,0054
0,00003
335
0,056
19,430
61,4
3769,96
218,66
0,0029
0,0019
0,00053
7
355
0,015
5,325
81,4
6625,96
99,39
0,0007
0,0005
0,00008
Разом
1,000
273,6
992,1
0,00615
Отримане значення х2 близьке до табличного [7], що вщповщае ймовiр-носл узгодження р = 0,08 для ступешв вшьносп 5 = п - с - 1 = 7-2 - 1 = 4, де: п - ктьюсть iнтервалiв; с - кшьюсть числових характеристик розподшу (для нормального закону розподшу с = 2). З огляду на те, що ймовiрнiсть узгодження е бшьшою за 0,05, то теоретичний (нормальний) закон розподшу вщповщае такому для випадково'' величини.
За розрахунковими даними, поданими у табл. 2, побудовано пстограму розподшу та криву нормального закону розподшу експериментальних частот тривалостi контролю кузовiв автобуса на дефектувальнш дiльницi (рис. 2).
Рис. 2. Пстограма розподЫу експериментальних частот тривалостi контролю кузовiв на дЫьнищ та теоретична крива нормального закону розподЫу
Висновки:
1. Охарактеризовано виробничий процес дефектування кузовiв та визначено алгоритм опрацювання емшричних даних.
2. Розраховано показники ймовiрнiсного розподшу частот тривалост контролю кузовiв на дефектувальнш дшьнищ.
3. На пiдставi аналiзу законiв розподiлу величин, що характеризують процеси дефектування кузовiв, можна мiнiмiзувати кiлькiсть контрольованих пара-метрiв, що пiдвищить ефективнiсть ремонту автобусних кузовiв.
2
1
2
3
4
5
6
140
Збiрник науково-технiчних праць
Лiтература
1. Кац А.М. Автомобильные кузова / А.М. Кац. - М. : Изд-во "Транспорт", 1980. - 272 с.
2. Малышев Г. А. Ремонт автобусных кузовов / Г. А. Малышев, Л.С. Брейтерман. - М. : Изд-во "Автотрансиздат", 1983. - 235 с.
3. Малышев Г.А. Теория авторемонтного производства / Г.А. Малышев. - М. : Изд-во "Транспорт", 1977. - 224 с.
4. Дехтеринский Л.В. Статистические методы оценки состояния ремфонда / Л.В. Дехте-ринский, В.П. Крюков. - М. : Изд-во ЦБНТИ Минавтотранса РСФСР, 1989. - 107 с.
5. Фалалеев А.П. Науковi основи вщновлення властивостей пасивно! безпеки шд час ремонту кузов]в легкових автомобшв : автореф. дис. на здобуття наук. ступеня д-ра техн. наук: спец. 05.22.20 - "Експлуатацш та ремонт засобгв транспорту" / А.П. Фалалеев. - К., 2013. - 36 с.
6. Гудз Г.С. Систематизация дефектов кузова спещальних автобуав / Г.С. Гудз, М.М. Борис, 1.Я. Захара // Науковi нотатки Луцького НТУ : зб. наук. праць. - Луцьк : Вид-во Луцького НТУ, 2014. - Вип. 46. - С. 117-120.
7. Дрогомирецька Х.Т. Теорк ймовiрностей та математична статистика : навч. посiбн. / Х.Т. Дро-гомирецька, О.М. Рибинська та ш. - Льв]в : Вид-во НУ "Льв]вська полiтехнiка", 2012. - 396 с.
Гудз Г. С., Борис М.М., Захара И.Я. Определение характерных частот продолжительности дефектирования кузовов специальных автобусов на основании вероятностной модели
Проанализированы возможные дефекты кузова специального автобуса на основании наблюдений за ними в производственных условиях. В результате обработки статистических данных рассчитана плотность распределения продолжительности пребывания кузова на участке, построена гистограмма эмпирического распределения продолжительности и определен его теоретический (нормальный) закон. Исследована согласованность между теоретическим и эмпирическим распределениями величин с помощью критерия Пирсона, что позволит минимизировать количество контролируемых параметров кузова.
Ключевые слова: кузов, специальный автобус, дефектирование, статистический и вероятностный анализ.
Gudz G.S., Borys M.M., Zakhara l.Ya. Characteristic Frequency of a Special Bus Body Flawing Duration Definition on the Basis of Probability Approach
Some possible defects of special bus body based on their observations in a production conditions were analysed. As a result of working with statistical data, the distribution density of body stay length at the station was calculated, the empirical length distribution histogram was built and its theoretical (normal) law was defined. The consistency between theoretical and empirical distributions of variables using Pearson criterion that will minimize the number of monitored body parameters is investigated.
Key words: body, special bus, flawing, statistical and probabilistic analysis.
УДК 621.317 Доц. Р.М. 1вах, канд. техн. наук - НУ "Л,heiecbm полтехшка "
СИСТЕМАТИЗАЦ1Я МЕТОД1В ВИМ1РЮВАННЯ Д1ЕЛЕКТРИЧНО1 ПРОНИКНОСТ1
Розглянуто актуальшсть дослщження дiелектричних властивостей матерiалiв, наведено основш галузi застосування дiелькометрil, особливу увагу зосереджено на можли-вост використання дiелькометричних методов у вологометрп. Систематизовано методи вишрювання дiелектричноl проникност з урахуванням роду струму. Коротко охарактеризовано основш групи метсдав, проаналiзовано !хш переваги та недолши, вказано мож-ливi частоти змшного струму використання, а також значення похибок, яю при цьому можна досягнути. На основi проведених теоретичних дослщжень рекомендовано прюри-тетш методи вишрювання дiелектричноl проникност для певного дiапазону частот.
