Файл: Луцкий С.Я. Оптимальное планирование механизации транспортного строительства.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 27.06.2024
Просмотров: 92
Скачиваний: 0
Т а б л и ц а 21
и |
|
|
|
|
|
|
|
|
Номера |
іштсрпалоп |
|
|
|
|
|
|
|
||
II |
|
1 |
|
2 |
|
3 |
|
|
4 |
|
5 |
|
|
6 |
|
7 |
8 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
£ |
3 |
0 |
— |
5 |
— |
|
10 |
— |
15 |
— |
20 |
— |
|
25 |
- |
30 |
— |
35 |
— |
г |
с: |
— |
5 |
— |
10 |
— |
15 |
— |
20 |
- |
25 |
|
— |
30 |
— |
35 |
- |
40 |
|
|
51 |
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Pf |
|
|
0 |
0,002 |
0,068 |
0,400 |
0,436 |
|
0,090 |
0,004 |
0 |
|
|||||||
|
Так, вероятность того, что величина L' примет |
значение |
в |
интервале |
|||||||||||||||
5—10 тыс. мачшно-ч, |
равна |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
P L , |
(5000; 10 000) = |
|
10 000 — 20 264 |
.ф* |
5 000 — 20 264 |
= |
0,002. |
|
|||||||||||
Ф* |
3590 |
|
|
|
3 590 |
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
Расчет относительных частот распределения U сведен в табл. 21. |
|
|
||||||||||||||||
|
Частоты |
совместного распределения |
S = T—L' |
определяются |
в |
интерва |
|||||||||||||
лах |
(7, О, . . . , 0, —1, . . . , —8) по формуле |
(58). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
Расчеты |
по формуле (58) удобно выполнять с |
помощью табл. 22, в каж |
|||||||||||||||
д о й |
|
позиции |
которой |
записано |
произведение |
частот |
PT'PL', |
увеличенное |
в |
||||||||||
100 раз. Номера интервалов |
(Z/) принимают со знаком |
минус. |
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
Сумма всех относительных частот Ps |
равна единице. Сумма относительных |
||||||||||||||||
частот, определенных |
|
для положительных |
номеров |
интервалов |
7 = 1, |
7, и |
|||||||||||||
половины частоты в нулевом интервале (0,18) равна удельному весу спнсанич
бульдозеров. Его верхняя |
и нижняя доверительные границы |
определены по |
|
методике [10] в размере 0,22 и 0,13. Число бульдозеров, |
п о д л е ж а щ и х списанию, |
||
равно 175-0,18 = 30 (нижняя граница — 22 шт.), иначе |
средний |
возраст машіш |
|
изменится. |
|
|
|
0,250 |
0,242 |
|
|
0,25 |
|
|
|
% |
|
|
0,175 |
|
|
|
|
|
|
% |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
§ 0,15 |
|
|
|
|
|
|
0,117 |
|
|
|
|
|
|
0,117 |
|
|
|
||
1 0,1 |
|
0,058 |
|
|
|
|
|
|
|
•I 0,05 |
|
|
|
|
|
|
|
0,03g |
|
«s |
|
|
|
|
|
|
|
|
0,008 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
О |
5 |
10 |
15 |
20 |
|
25 |
JO |
JF |
40 т/тысмашино-Ч |
0 |
|
1 |
2 |
3 |
4 |
- |
5 6 |
7 |
№цнтпер6ала |
Р и с . 25. Гистограмма |
распределения |
бульдозеров |
треста |
«Центростронмехани- |
|||||
зация» по возрасту па начало |
1971 г. |
|
|
|
|
|
|||
115
гра лоpua о t
1
2
3
4
5
6
7
8
= --1
= р |
0 |
|
|
|
Отио( часто |
0,250 |
|
|
0 |
0 |
0,002 |
0,05 |
0,068 1,7
0,4 10
0,436 10,9
0,09 2,2
0,004 • о! і
0 0
Т а б л и ц а 22
Номера іштерпалоп н относительные частоты Р ( 7")
1 |
|
2 |
3 |
4 |
|
5 |
6 |
7 |
0,058 |
|
0,175 |
0,117 |
0,242 |
|
0,117 |
0,033 |
0,008 |
0 |
|
0 |
0 |
0 |
0 |
|
0 |
0 |
0,012 |
|
0,04 |
0,02 |
0,05 |
|
0,02 |
0 |
0 |
0,4 |
|
1,2 |
0.7 |
1,65 |
|
0,7 |
0,22 |
0 |
2,4 |
|
7 |
4,68 |
9,68 |
|
4,68 |
1,3 |
0,32 |
2,5 |
|
7,6 |
5,1 |
10,5 |
|
5,1 |
1,5 |
0,3 |
0,6 |
|
1,7 |
1,05 |
2 |
|
1,05 |
0 |
0 |
0 |
|
0,07 |
0,05 |
0,09 |
|
0,05 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
|
0 |
0 |
|
0 |
0 |
Технико-экономические показатели использования машин — среднегодовая эксплуатационная производительность и приведен ные затраты в расчете на измеритель ресурсов к а ж д о й группы (измеритель главного параметра, единицу мощности и др.) мо гут быть определены на первый год планового пятилетня по раз работанным методикам (стр. 29). Однако и а последующие годы рассчитанные показатели необходимо корректировать, так как они изменяются во времени под влиянием ряда взаимосвязанных факторов . Установлению факторов роста фондоотдачи машинно го парка, повышению эффективности его использования посвя щены специальные работы [12, 42].
Интенсивный и экстенсивный рост выработки машин и сни жение себестоимости механизированных работ являются след ствием улучшения организации механизированных работ, внед рения прогрессивной технологии, освоения новых типов машин, изменения структуры и мощности строительных организаций и других факторов . Д л я правильного определения в плановом пе риоде величины технико-экономических показателей необходимо учесть взаимосвязи между отдельными факторами .
Рассмотрим порядок а н а л и з а взаимосвязи между ф а к т о р а м и , влияющими на годовую эксплуатационную производительность машин, — потерями рабочего времени по причинам организа ционным, износа, отсутствия материалов и другим на примере
парка башенных кранов Минтрансстроя . |
С у м м а р н а я величина |
этих потерь в годовом р е ж и м е ведущих |
м а ш и н составляет зна |
чительную величину (15—20%). Мероприятия по их снижению в
планируемом |
периоде могут быть различными и в а ж н о знать, ка к |
|||
они повлияют |
на увеличение фонда |
рабочего |
времени. |
Причины |
и размер потерь носят случайный |
характер, |
поэтому |
для опре- |
|
116
деления наиболее устойчивых связей м е ж д у |
ними целесообразно |
||||
провести |
множественный |
корреляционный |
анализ статистиче |
||
ских данных |
(см. раздел I ) . |
|
|
||
Н а основе |
материалов |
сводных фотографий времени |
исполь |
||
зования |
машин ( С Ф И М ) |
за I960—1970 гг. установим |
корре |
||
ляционную связь м е ж д у распределением потерь рабочего време
ни парка |
башенных кранов отрасли по причине износа |
Х \ , по |
|||||||
причинам |
организационным Х2 |
и |
по причине |
отсутствия |
мате |
||||
риалов Xz |
(остальные |
потери |
изменяются |
во |
времени незначи |
||||
тельно; |
корреляционный |
анализ |
не позволил установить их |
||||||
связь с |
распределением |
величин |
основных |
потерь машиноре - |
|||||
сурсов) . |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
М е ж д у |
величинами |
потерь |
рабочего |
времени имеет |
место |
||||
линейная вероятностная зависимость, которой соответствуют корреляционные уравнения . Степень тесноты этой зависимости характеризуется коэффициентом корреляции, который изменяет ся от —1 до + 1 . Отрицательное значение коэффициента озна чает, что потери по одной причине убывают при возрастании потерь по другой причине. Близость коэффициента к единице означает, что эмпирические данные тесно группируются относи тельно значений линейной функции. Следует иметь в виду, что установленная корреляция справедлива лишь в области изме
нения эмпирических данных и с появлением новых данных |
д о л ж |
||||||||
на проверяться. |
|
|
|
|
|
|
|
||
Д л я |
установления |
множественной корреляции [10] м е ж д у |
|||||||
указанными |
факторами |
составляют |
таблицу исходных |
данных |
|||||
( т а б л . 2 3 ) . |
|
|
|
|
_ |
|
|
|
|
Вначале определяют средние величины ХІ, стандартные от |
|||||||||
клонения |
sx |
h коэффициенты |
парной |
корреляции |
Гц. Н а п р и м е р , |
||||
д л я определения корреляционной связи |
м е ж д у |
причинами по |
|||||||
терь Х\ и Х2 |
составляют |
вспомогательную |
табл . 24. |
|
|||||
|
|
Хі |
|
1876 |
|
|
|
|
|
|
|
N |
1146 = |
1,6; |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
3641 |
18762 |
|
||
|
|
|
|
|
1146 = 0,74; |
||||
|
|
N |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
1146 |
|
|
|
|
|
|
|
18 353 |
|
|
|
|
|
1146 |
16,0; |
|
1146
117
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
23 |
|
|
|
|
Размеры потерь рабочего времени кранов в % пи причинам |
|
||||
Количество |
обследо |
|
|
|
|
|
|
|
ванных |
кранов «• |
неисправности А , |
организационным Л'3 |
отсутствия |
материа |
|||
|
|
|
лов Л'з |
|
||||
|
38 |
|
5,2 |
|
26,3 |
1,9 |
|
|
|
50 |
|
1,8 |
|
13,7 |
7,0 |
|
|
178 |
|
1,9 |
|
17,5 |
3,0 |
|
||
183 |
|
1,7 |
|
17,9 |
1,3 |
|
||
200 |
|
1,3 |
|
17,4 |
2,2 |
|
||
221 |
|
1,2 |
|
15,4 |
3,5 |
|
||
276 |
|
1,5 |
|
12,3 |
2,2 |
|
||
И т о г о |
N=1146 |
— |
|
— |
— |
|
||
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
24 |
|
• V / |
|
- V ; |
Л'™ л . |
о |
о = . Ѵ , — Л', |
|
nbn- |
|
|
- / |
|
|
|||||
|
- / |
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
198 |
|
1026 |
999 |
26 285 |
3,6 |
10,3 |
1409 |
|
90 |
|
160 |
685 |
9 385 |
0,2 |
—2,3 |
- 2 3 |
|
338 |
|
641 |
3 115 |
54521 |
0,3 |
1,5 |
80 |
|
311 |
|
530 |
3 276 |
58 633 |
0,1 |
1,9 |
35 |
|
260 |
|
340 |
3 480 |
60 560 |
—0,3 |
1,4 |
- 8 4 |
|
265 |
|
309 |
3 403 |
52 421 |
- 0 , 4 |
- 0 , 6 |
53 |
|
414 |
|
635 |
3 395 |
41 759 |
—0,1 |
—3,7 |
102 |
|
И т о г о |
3641 |
18 353 |
303 564 |
— |
— |
1572 |
||
1876 |
|
|
|
|
|
|
|
|
В связи с тем что дл я анализа были использованы сгруппи рованные выборочные данные, величины дисперсий sx2 нужно уменьшить на величину поправки Ш е п п а р д а , равную 0,08 квад рата интервала (при достаточно большом объеме в ы б о р к и ) . В частности, средняя длина интервала ранжированного р я д а Хг
равна 0,7, а ряда Х2— 2,3. П р и н и м а е м sX l равной 0,71, a sx , = 2,9. Коэффициент корреляции м е ж д у величинами потерь по причи
нам неисправности и организационным равен:
rXlX, = |
^аЬщ= |
1572 |
= •0,669. |
|
SiS2N |
0,71-2,9-1146 |
|
Корреляционная |
связь |
надежна, |
если выполняется неравен |
ство:
1 — г2
У N
118
в котором / р = 1 , 9 6 |
при уровне |
доверительной вероятности 0,95 и |
|||||||||||||||
объеме |
выборки, большем |
500 [10]. В данном |
расчете |
величина |
|||||||||||||
>'хі.\-2 |
у к а з ы в а е т |
на наличие |
достаточно |
тесной |
связи |
|
между по |
||||||||||
терями |
рабочего времени по причинам |
неисправности |
и органи |
||||||||||||||
зационным . В таком порядке |
находят коэффициенты |
корреляции |
|||||||||||||||
м е ж д у отдельными |
ф а к т о р а м и |
попарно. |
З а т е м |
рассчитывают |
|||||||||||||
коэффициенты корреляции м е ж д у всеми т р е м я |
ф а к т о р а м и : г\2.3г |
||||||||||||||||
гіз.2 и /'23.1- Д л я первого |
из них расчетная |
формула |
имеет вид: |
||||||||||||||
|
|
|
|
/"12.3 = |
|
''і2 |
ГІ.2.Г23 |
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Д л я |
расчетов по этой формуле |
т а к ж е удобно составить вспо |
|||||||||||||||
могательную табл . 25. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
25 |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
Коэффициенты парной Пронзпедение |
Логарифм |
|
Логарифм |
|
Коэффициенты r.j |
ft |
|||||||||||
корреляции |
лпух r ; |
|
числителя |
знаменателя |
|||||||||||||
j |
|
|
|
|
|||||||||||||
г 1 2 = 0 , 6 6 9 |
|
0,0516 |
|
Г, 7903 |
|
Г, 9762 |
|
г п |
з=0,637 |
|
|||||||
/•2 3 =—0,197 |
—0,1752 |
|
2,3424 |
|
Г, 8549 |
|
/ - 2 3 1 =—0,031 |
|
|||||||||
г 1 |
3 = |
- 0,26 2 |
—0,1320 |
|
Г, 1139 |
|
Г, 8621 |
|
r 1 3 . 2 = — 0 , 1 7 9 |
|
|||||||
По |
данным |
табл . 25 можно |
т а к ж е рассчитать |
коэффициенты |
|||||||||||||
bij.u |
корреляционного |
уравнения, |
связывающего |
три фактора . |
|||||||||||||
Н а п р и м е р , зависимость |
потерь |
рабочего |
времени по причине из |
||||||||||||||
носа от изменения потерь из-за |
оргпричин и отсутствия |
материа |
|||||||||||||||
лов имеет вид: |
_ |
|
|
|
_ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
Хі |
— Xl |
= ft |
12.3 ( ^ 2 |
|
Х2) |
+ |
ЬІЗ.2 (^з |
— |
Хз). |
|
|
|
|||
В этой формуле |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
"12.3=1 12 . 3 |
|
|
|
|
|
|
= |
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
S2V(l |
|
— r i i ) (1 — Г 2 3 . 1 ) |
|
|
|
|
|
|||||
|
|
= 0,637- - ^11 . 0,985=0,154 ; bl3.2= |
- 0 , 0 6 7 ; |
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
2,9 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
тогда |
корреляционное уравнение примет |
окончательный вид: |
|
||||||||||||||
или |
|
XL - |
1,6 = 0,154 (ХІ - |
16) - |
0,067 (*з - |
2,6), |
|
|
|
||||||||
|
|
Хі |
= 0,154Х2 |
- |
0,067vY3 |
- 0,69 |
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
и количественно будет |
определять |
тот факт, что увеличение по |
|||||||||||||||
терь |
рабочего |
времени |
по оргпричинам |
(например, |
частые пе |
||||||||||||
ребазирования, д е м о н т а ж и монтаж) приводит к увеличению неисправностей башенных кранов, а отсутствие материалов при водит к простоям машин и, ка к следствие, к уменьшению износа.
119
