ИСХОДНЫЕ ДАННЫЕ
Таблица 1
Параметр потока отказов узла, ω·106 1/млн.км | |||||||||
Наработка узла, тыс.км | |||||||||
0,14 | 0,09 | 0,06 | 0,07 | 0,05 | 0,06 | 0,06 | 0,09 | 0,12 | 0,16 |
Значение коэффициента К = 6;
Таблица 2
Контролируемый параметр | Пред. значение контр. параметра, Sпр, мм | ΔlТО-3, тыс.км | Численные параметры распределения контролируемого параметра | |||
a | b, мм | C | d, мм | |||
Прокат бандажа колесной пары | 0,900 | -0,56 | 0,313 | 0,43 |
Число обследованных узлов, N = 33;
Число узлов с диагнозом Д1, L1 = 10;
Число узлов с диагнозом Д2, L2 = 12;
Таблица 3
Число реализации (R1…R4) диагностических признаков К1…К4 для диагнозов Д1 и Д2 | |||||||
Д1 | Д2 | ||||||
К1 | К2 | К3 | К4 | К1 | К2 | К3 | К4 |
1.ОПРЕДЕЛЕНИЕ ОПТИМАЛЬНОЙ ПЕРИОДИЧНОСТИ РЕМОНТА ОБОРУДОВАНИЯ ЛОКОМОТИВА МЕТОДОМ КЛАССИЧЕСКОЙ НАДЕЖНОСТИ
Функция параметра потока отказов:
Точки пересечения прямых ab и cd с осью ординат указывают искомые значения ω0 и ω1, a значения тангенса угла наклона прямых на участках 1 и 3 к оси абсцисс равны значениям коэффициентов a1 и a2.
a1 = оω0 / оb = 0,165/160 = 0,00103;
а2 = df / cf = 0,175/260 = 0,000067.
Выполнив интегрирование выражения для параметра потока отказов, с учетом граничных условий в точках пересечения аппроксимирующих прямых, получим выражение для построения искомой кривой:
;
S(L) =(8*(0,5*0,00067*84100+50*(0,165-0,00103*102)+0,5*0,00103*10404))/50=5,84457
Проведем аналогичные вычисления для всех значений L результаты занесем в таблицу 4.1
Таблица 4.1
L | L – l2 | (L – l2)2 | S(L) |
-290 | 5,84457 | ||
-280 | 5,53905 | ||
-270 | 5,24425 | ||
-260 | 4,96017 | ||
-250 | 4,68681 | ||
-240 | 4,42417 | ||
-230 | 4,17225 | ||
-220 | 3,93105 | ||
-210 | 3,70057 | ||
-200 | 3,48081 | ||
-190 | 3,27177 | ||
-180 | 3,07345 | ||
-170 | 2,88585 | ||
-160 | 2,70897 | ||
-150 | 2,54281 | ||
-140 | 2,38737 | ||
-130 | 2,24265 | ||
-120 | 2,10865 | ||
-110 | 1,98537 | ||
-100 | 1,87281 | ||
-90 | 1,77097 | ||
-80 | 1,67985 | ||
-70 | 1,59945 | ||
-60 | 1,52977 | ||
-50 | 1,47081 | ||
-40 | 1,42257 | ||
-30 | 1,38505 | ||
-20 | 1,35825 | ||
-10 | 1,34217 | ||
1,33681 | |||
1,34217 | |||
1,35825 | |||
1,38505 | |||
1,42257 | |||
1,47081 | |||
1,52977 | |||
1,59945 | |||
1,67985 | |||
1,77097 | |||
1,87281 | |||
1,98537 | |||
2,10865 | |||
2,24265 | |||
2,38737 | |||
2,54281 | |||
2,70897 |
На основании таблицы 4 построим кривую S(L).
Рисунок 2. Определение оптимального межремонтного пробега Lопт
Исходя из представленной зависимости найдем минимальное значение параметра потока отказов S(L)min и определим оптимальный межремонтный период для данного вида оборудования Lопт.
S(L)min = 1,33681;
Lопт = 340 тыс. км.
2. ОПРЕДЕЛЕНИЕ РЕСУРСА ОБОРУДОВАНИЯ МЕТОДОМ ПАРАМЕТРИЧЕСКОЙ НАДЕЖНОСТИ
Последовательность определения ресурса при этом методе следующая:
- по численным значениям свободных членов b и d в уравнениях изменения статистических характеристик mx и σх определяются возможные значения контролируемого параметра из следующего выражения:
x1i = b + d (∑γj – 6),
где γj - значение генератора случайных чисел от 0 до 1, при изменении j от 1 до 12, а количество N определяемых значений x1i - не менее 30;
- для каждого из найденных первоначальных значений ищется следующее значение через интервал наработки Δl оборудования по формуле:
x2i = x1i +[mxi + σxi (∑γj – 6)],
где mxi и σxi определяются из соотношений:
mxi = aΔl + b; σxi = cΔl + d;
- процесс расчета последующих значений контролируемого параметра продолжается до тех пор, пока все из N значений контролируемого параметра не превысят предельно допустимой величины;
- ресурс определяется по наработке, при которой вероятность достижения предельно допустимого значения контролируемым параметром равняется заданной величине γ.
Расчет значений контролируемого параметра произведем на компьютере в соответствии с программой.
По полученным значениям контролируемых параметров построим их зависимости от наработки (рисунок 3).
Рисунок 3. Зависимость контролируемого параметра от наработки узла.
3.ОБОСНОВАНИЕ МЕТОДА ДИАГНОСТИРОВАНИЯ УЗЛА
ЛОКОМОТИВА
1.Определим вероятность появления признака Кi для диагноза Д1. При этом частота встречаемости признака принимается в качестве вероятности:
P(Ki/Д1)=Ri / L1; i=1…4;
P(K1/Д1)=2/10=0,2;
P(K2/Д1)=5/10=0,5;
P(K3/Д1)=7/10=0,7;
P(K4/Д1)=4/10=0,4.
2.Определим вероятность появления признака Кi для диагноза Д2:
P(Ki/Д2)=Ri / L2; i=1…4;
P(K1/Д2)=4/10=0,4;
P(K2/Д2)=6/10=0,6;
P(K3/Д2)=3/10=0,3;
P(K4/Д2)=7/10=0,7.
3.Определим вероятность отсутствия признака Кi для диагноза Д1. При этом частота отсутствия признака принимается в качестве вероятности:
P'(Ki/ Д1)=(L1 – Ri) / L1; i=1…4.
P'(K1/ Д1)=(10 – 2) / 10=0,8;
P'(K2/ Д1)=(10 – 5) / 10=0,5;
P'(K3/ Д1)=(10 – 7) / 10=0,3;
P'(K4/ Д1)=(10 – 4) / 10=0,6.
4.Определим вероятность отсутствия признака Кi для диагноза Д2:
P'(Ki/ Д2)=(L2 – Ri ) / L2; i=1…4.
P'(K1/ Д2)=(10 – 4) / 10=0,6;
P'(K2/ Д2)=(10 – 6) / 10=0,4;
P'(K3/ Д2)=(10– 3) / 10=0,7;
P'(K4/ Д2)=(10 – 7) /10=0,3.
5.Определим вероятность появления признака Кi у всех узлов с обоими диагнозами:
;
P(Ki)=(2+4)/34=0,29;
P(Ki)=(5+6)/34=0,32;
P(Ki)=(7+3)/34=0,29;
P(Ki)=(4+7)/34=0,32.
6.Определим вероятность отсутствия признака Кi у всех узлов с обоими диагнозами:
;
P'(Ki)=(34-(2+4))/34=0,82;
P'(Ki)=(34-(5+6))/34=0,67;
P'(Ki)=(34-(7+3))/34=0,70;
P'(Ki)=(34-(4+7))/34=0,67.
7.Определим независимый диагностический вес соответственно появления и отсутствия признака Кi для диагноза Д1:
;
ZД1(К1)=log2(0,8/0,29)=1,46;
ZД1(К2)=log2(0,5/0,32)=0,64;
ZД1(К3)=log2(0,3/0,29)=0,04;
ZД1(К4)=log2(0,6/0,32)=0,9.
;
Z'Д1(К1)=log2(0,8 /0,82)=-0,03;
Z'Д1(К2)=log2(0,5/0,67)=-0,42;
Z'Д1(К3)=log2(0,3/0,70)=-1,22;
Z'Д1(К4)=log2(0,6/0,67)=-0,159.
8.Определим независимый диагностический вес соответственно появления и отсутствия признака Кi для диагноза Д2:
;
ZД2(К1)=log2(0,4/0,29)=0,46;
ZД2(К2)=log2(0,6/0,32)=0,90;
ZД2(К3)=log2(0,3/0,29)=0,04;
ZД2(К4)=log2(0,7/0,32)=1,12.
;
Z'Д2(К1)=log2(0,6/0,82)=-0,45;
Z'Д2(К2)=log2(0,4/0,67)=-0,74;
Z'Д2(К3)=log2(0,7/0,70)=0;
Z'Д2(К4)=log2(0,3/0,67)=-1,15.
9.Определим частную независимую диагностическую ценность обследования по признаку Кi для диагноза Д1:
;
Z"Д1(К1)=0,2·1,46+0,8·(-0,03)=0,268;
Z"Д1(К2)=0,5·0,64+0,5·(-0,42)=0,11;
Z"Д1(К3)=0,7·0,04+0,3·(-1,22)=-0,34;
Z"Д1(К4)=0,4·0,9+0,6·(-0,159)=0,265;
10.Определим частную независимую диагностическую ценность обследования по признаку Кi для диагноза Д2:
;
Z"Д2(К1)=0,4·0,46+0,6·(-0,45)=-0,09;
Z"Д2(К2)=0,6·0,90+0,4·(-0,74)=0,244;
Z"Д2(К3)=0,3·0,04+0,7·0=0,012;
Z"Д2(К4)=0,7·1,12+0,3·(-1,15)=0,439.
11.Результаты расчетов сведем в табл.5:
Таблица 5
Диагноз | Диагностический признак Кi | ||||
К1 | К2 | К3 | К4 | ||
Д1 | P(Ki/ Д1) | 0,2 | 0,5 | 0,7 | 0,4 |
P'(Ki/ Д1) | 0,8 | 0,5 | 0,3 | 0,6 | |
ZД1(Кi) | 1,46 | 0,64 | 0,04 | 0,9 | |
Z'Д1(Кi) | -0,28 | -1,5 | -0,92 | 0,19 | |
Z"Д1(Кi) | 0,268 | 0,11 | -0,34 | 0,265 | |
Д2 | P(Ki/ Д2) | 0,4 | 0,6 | 0,3 | 0,7 |
P'(Ki/ Д2) | 0,6 | 0,4 | 0,7 | 0,3 | |
ZД2(Кi) | 0,46 | 0,90 | 0,04 | 1,12 | |
Z'Д2(Кi) | -0,45 | -0,74 | -1,15 | ||
Z"Д2(Кi) | -0,09 | 0,244 | 0,012 | 0,439 |
13.Построим диаграммы значений диагностической ценности^
Z’’д1(Ki)
Z’’д2(Ki)
P(Ki/ Д1)
P(Ki/ Д2)
Вывод: При постановке диагнозов Д1 и Д2 наиболее значимым является признак К4-появление нового локального максимума в спектре частот виброускорения. При постановке обоих диагнозов наиболее значимым является признак К4.
БиблиографИЧЕСКИЙ СПИСОК
1. Методические указания к выполнению курсового проекта по дисциплине «Надежность, контроль и техническая диагностика локомотивов» для студентов дневной и заочной форм обучения специальности 190301 – Локомотивы / составители: А.М. Добронос, В.С. Целиковская. – Самара: СамГАПС, 2004. – 21 с.
2. Горский А.В. Оптимизация межремонтных пробегов локомотивного оборудования. / А.В. Горский, А.А. Воробьев. - М.: Транспорт, 1996. – 211 с.
3. Биргер К.А. Техническая диагностика. – М.: Машиностроение, 1978. – 39 с.
4. Павлович Е.С. Основы надежности локомотивов: учебное пособие для студентов. / Е.С. павлович, Ю.Е. Просвиров. – Самара: СамИИТ, 1997. – 99 с.
5. Бервинов В.И. Техническое диагностирование локомотивов: учебное пособие. – М.: УМК МПС РФ, 1998. – 190 с.