Файл: Сивый В.Б. Метод множественной корреляции в анализе и планировании угольных предприятий.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 04.04.2024
Просмотров: 46
Скачиваний: 0
определителем второго порядка и формулами Крамера [4]. Элементы определителя, обозна
чаемого символом Д, располагаются на так на
зываемой главной диагонали (коэффициент
0,1194 при к в первом уравнении и при b во втором нормальном уравнении) и на побочной диагонали (соответственно 7 при переменном b в первом уравнении и 0,00318 при к во втором уравнении). Определитель второго порядка оп
ределяется как разность между произведениями коэффициентов при переменных, расположен
ных на главной и побочной диагоналях, т. е.
Д = |
0,1194 |
7 |
= |
0,1194 • 0,1194 — |
0,00318 |
|
|||
|
0,1194 |
|
||
|
— 0,00317 • 7 = — 0,008. |
|||
В свою очередь |
и Дь |
являются опреде |
лителями, которые получаются из определителя
второго порядка Д заменой в нем коэффициен тов при определяемом неизвестном соответству ющими свободными членами системы:
|
440,34 |
7 |
440,34 • 0,1194 — |
|
8,54603 |
= |
|
|
0,1194 |
|
|
|
— 8,54603 • 7 = — 7,24571; |
||
Дь |
0,1194 |
440,34 |
0,1194 • 8,54603 — |
0,00318 |
= |
||
|
8,54603 |
|
|
|
— 0,00318 • 440,34 = |
— 0,37988. |
191
По формулам Крамера решение может быть
записано в виде
/с — |
Д |
- - |
- 7,24571 |
ПЛК |
(49) |
||
А |
|
|
— 0,008 |
905,7, |
|
||
* = |
|
д, |
= |
-0,37988 |
с |
(50) |
|
|
д |
— 0,008 ~ |
|
||||
|
|
|
|||||
Искомая |
зависимость имеет вид |
|
|||||
Сц = |
905,7F -f- 47,5 |
руб., |
|
||||
или |
|
|
|
|
|
|
|
|
Си = |
~ ^ ~ + 47,5 |
руб. |
(51) |
Определим, при каком значении V сумма
слагаемых Сл и С'п будет наименьшей:
С'овщ^СI + С п = = 0 ,0 8 9 9 У + - ^ 4-78,45 руб. (52)
Первая производная функции |
(52) равна |
||
а с общ |
0,0899 |
905,7 |
• |
d V |
уг |
Приравнивая первую производную нулю, опре деляем V:
0,0899----— 0;
V V 0,0899 100,4 мГмес-
Исследование изменения издержек по экс
плуатации основных машин и механизмов, при меняемых непосредственно в подготовительных
192
забоях, статистическая обработка отчетно-учет ных данных позволяют сделать вывод о том,
что интенсификация проходческих работ без
надлежащего технического переоснащения, со
вершенствования планирования, организации труда и технического нормирования может при вести к повышению себестоимости 1 пог. м выработок. Начиная со скорости проведения
выработок в среднем 100—105 м/мес, затраты на 1 пог. м растут, хотя и в замедленной про порции. Использование математических методов
позволяет объективно оценить количественное
изменение затрат и предупредить тем самым
непроизводительное расходование материаль ных, трудовых и денежных ресурсов на шахтах.
VWWWVWW
wvw^v, ОПРЕДЕЛЕНИЕ РАЦИОНАЛЬНОЙ ЧИСЛЕННОСТИ РАБОЧИХ В КОМБАЙ НОВЫХ ЛАВАХ МЕТОДАМИ ТЕОРИИ МАССОВОГО ОБСЛУЖИВАНИЯ И КОРРЕЛЯЦИИ
Ритм работы отдельных производственных звеньев процесса угледобычи носит нерав
номерный характер.
Вместе с тем количественный состав звеньев
комплексных бригад в очистных забоях плани
руется без учета ритма протекания работ. Это приводит к простоям комбайнов из-за отстава ния процессов крепления и оформления забоя, увеличению продолжительности цикла и непро
изводительным затратам материальных, трудо
вых и денежных ресурсов.
Ведущим процессом в комбайновых лавах, определяющим ритм протекания остальных ра
бот, является выемка угля. Рабочая скорость
комбайна, при прочих равных условиях, зави сит от крепости и вязкости угля, интенсивности
194
газовыделения, мощности пласта, глубины
захвата, степени затупления зубков и многих
других причин.
Изменение производительности комбайнов
за время выемки угля, переменный характер простоев вследствие неполадок с оборудова нием и малой пропускной способности погру зочно-обменных пунктов и других звеньев шахт
ного транспорта обусловливают случайную,
нерегулярную загрузку рабочих, занятых
оформлением и креплением забоев.
По ряду причин колеблется длительность оформления 1 пог. м забоя либо постановки
комплекта призабойной крепи. В связи с этим
процесс выемки угля в очистном забое протека
ет неравномерно и нерегулярно, что приводит либо к неполной загрузке рабочих, либо к не производительным простоям комбайна. На эти
случайности, связанные с внутрилавными при
чинами, накладываются еще случайности, свя занные с задержками в работе шахтного транс порта.
Для рациональной организации работы от дельных звеньев и процесса угледобычи в целом необходимо прежде всего изучить характер протекания работ, дать им качественную и ко личественную оценку. Этим и занимается тео рия массового обслуживания.
Хотя терминология и понятия теории массо
вого обслуживания еще окончательно не уста
новились, при решении конкретных задач опе
рируют следующими понятиями.
Йод потоком требований понимают всевоз
можные заявки на обслуживание, удовлетво рение запросов (потребности) со стороны самых
13* 195
разнообразных объектов. Обслуживание посту пившей заявки продолжается в течение опреде
ленного отрезка времени, называемого временем обслуживания, после чего принимается очеред
ное требование. Средства или объекты (один или несколько), которые обслуживают эти тре
бования, называются обслуживающими аппара тами . Совокупность обслуживающих аппара тов составляет обслуживающую систему.
Задачей теории массового обслуживания является изыскание наиболее эффективных форм
и методов организации обслуживания потока
требований и успешной работы обслуживающей системы.
Прежде всего дается количественная оценка
процессу поступления заявок, который носит
случайный характер, затем находится закон
распределения времени обслуживания (выпол нение определенных функций обслуживающим аппаратом).
Процесс обслуживания количественно ха рактеризуется рядом показателей, в частности,
вероятностью отказа в обслуживании (длиной
очереди), средним числом занятых обслужива ющих аппаратов, вероятностью обслуживания определенного количества требований и др.
Доказано, что если поток требований прос тейший, т. е. обладает свойством стационарнос т и (вероятность поступления определенного
количества заявок в течение исследуемого про межутка времени не зависит от начала его от счета), ординарности (в один момент времени
невозможно одновременное появление двух и
более требований) и отсутствием последействия
(количество поступающих в данный момент
196
времени заявок не зависит от того, сколько их поступило в систему в предшествующее время),
то для описания этого потока достаточно вычис
лить математическое ожидание числа требо
ваний, |
поступивших |
в единицу времени [8 ]. |
Для |
обоснования |
этих свойств простейшего |
потока нужна соответствующая статистическая
обработка результатов наблюдений. Если опыт
ные данные о характере заявок и времени их
обслуживания могут быть описаны показатель
ным законом распределения, то имеет место простейший поток требований и для решения
задачи применимы аналитические зависимости
теории массового обслуживания.
Рассмотрим хронометражные наблюдения
за работой комбайнов ЛГД. Для получения достоверной информации отобраны очистные забои, разрабатывающие пласты пологого па
дения мощностью от 0,8 до 1,25 м, где в качестве призабойной крепи применяются гидравли ческие стойки ГС, устанавливаемые под рас
пил. Комплект призабойной крепи состоит из
двух стоек.
Для надежного суждения об объективности зависимостей из хронокарт, в которых фикси ровались отдельные отрезки времени непре рывной работы комбайнов, было отобрано 170 случаев. Минимальное время непрерывной ра боты составило 0,5 мин, максимальное —
15 мин.
Наряду с табличной формой выражения чис ловых данных о времени непрерывной работы комбайнов использовались графическая и ана
литическая формы. Из рис. 21, где показано
эмпирическое и теоретическое распределение
197
частот по выбранным интервалам изменения времени непрерывной работы комбайна, в пер
вом приближении можно сделать вывод о под
чинении опытных данных показательному за
кону распределения. Численные значения па-
0 |
2 |
4 |
6 |
8 |
Ю 12 /4 * |
Рис. 21. Эмпирическое и теоретическое распределе ние частот по выбранным интервалам изменения вре мени непрерывной работы комбайна.
раметров плавной кривой определяются вырав ниванием ломаной линии графическим методом
или методом средних. |
закон показательного |
|
Дифференциальный |
||
распределения записывается уравнением |
||
/ (г) = |
|
(53) |
Логарифмируя эту |
зависимость, |
получим |
lg / (*) = lg ^ ~ M lg e . |
(54) |
198