Файл: Луцкий С.Я. Оптимальное планирование механизации транспортного строительства.pdf

ставлена статистическим рядом . Однако при

агрегатно-узловом

методе ремонта узлы часто заменяют новыми

и м а ш и н ы после

ремонта состоят из других узлов, а поэтому

старение м а ш и н

рактеристик

технической

эксплуатации

машин производился

отдельно по

новым и у ж е

отремонтированным м а ш и н а м ,

неза­

висимо от количества их ремонтов.

Статистический анализ

эмпирического

распределения

х а р а к ­

ловым и башенным

к р а н а м , мотовозам п

дрезинам и по типо-

р а з м е р н ы м группам землеройной

техники

треста

«Мосэлектро-

тягстрой», по землеройной

технике

механизированных

колонн

треста «Центростроймеханизацин»

и треста

«Югозаптрансстрой»,

по э к с к а в а т о р а м

с ковшами емкостью 0,5—0,65 м3

Центрально ­

го и Ю ж н о г о управлений

механизации,

позволил

установить,

что оно согласуется с нормальным

законом [18, 28]. Это подтвер­

дилось при сравнении теоретических

и эмпирических

частот и

проверке по критерию Пирсона .

К р и в а я

нормального

распре­

деления описывается

уравнением

/ ( 0 =

- Д = е х р [ - -

Оі12п

2о)

J

в которое входят

два

п а р а м е т р а

M(t)

и at— соответственно ма­

тематическое о ж и д а н и е и среднее

квадратическое

отклонение.

Эти п а р а м е т р ы связаны коэффициентом вариации

yt,

величина

которого является

устойчивой

и,

к а к п о к а з а л

статистический

анализ, близка к

0,25.

П р и а н а л и з е гистограммы распределения машин в парке по

величине Т не удалось установить

какую - либо

закономерность .

ступенчатого графика

с аппроксимацией в определенных груп­

пах интервалов п р я м ы м и равной вероятности. В больших

п а р к а х

машин

распределение

величины

Т п р и б л и ж а е т с я

к

равномер ­

ному.

Н а

характер распределения

межремонтных циклов

в

машин ­

ных п а р к а х

трестов большое

влияние о к а з ы в а ю т

условия экс­

плуатации

и порядок

планирования и проведения ремонтов.

Кривые плотности

теоретических

распределений,

согласующихся

с эмпирическими

распределениями

характеристики

R,

могут

быть симметричными,

или

ж е

иметь

асимметрию

(раздел I ,

с. 15). Установлено, что коэффициент вариации

Un

у я = ~ ^ я в л я е т с я

устойчивой

величиной

и д л я

различных типов

машин

близок

к 0,3.

ментов

с определенной длительностью

безотказной

работы

В.

С некоторым допущением м о ж н о рассматривать величины В

как

независимые п одинаково распределенные, а их

систему — как

процесс восстановления средней машины парка .

Вероятность появления потребности в ремонте средней ма­

шины

парка (иначе говоря, удельной

потребности

в

ремонтах)

равна

вероятности того, что в плановом периоде разность между

числом часов, отработанных машиной

после предыдущего

ре­

ной. Поэтому при определении потребности

в ремонтах

машин

находят

п а р а м е т р ы

кривой распределения

величины

G = T +

+ t — R

и вычисляют

площадь, ограниченную

этой

кривой,

осью

ординат

и положительной полуосью

абсцисс. К а к

п о к а з а л

опыт,

аналитический расчет параметров

закона распределения

вели­

Вероятность того, что средняя м а ш и н а

в парке

потребует

ре­

монта, определяется с помощью функций

Л а п л а с а [10] по фор­

муле

(59)

Если вид гистограмм распределений исходных

характеристик

не позволяет предположить согласованность с нормальным

за­

коном, то д л я практических расчетов более удобен

графо - аналн -

чины списания

машин

(стр.

111). В н а ч а л е определяют

свертку

распределений

Z = T+t.

Относительная

частота

Я г ( 1 )

в

первом

интервале

гистограммы

распределения

величины Z

равна

про­

изведению

частот в

первых

интервалах

распределений

Т

и

t:

p z ( l ) = P j ( l ) PT(l).

Во

втором интервале

Рг(2)

= Л ( 1 )

Рт(2)

+

+ Pt(2)

Рт(І)

и т. д. Относительные частоты удобно

вычислять,

•если вычертить обе гистограммы с одинаковыми интервалами

на

кальке, одну из них перевернуть и последовательно

совмещать

•частоты

гистограмм

по

всем

интервалам,

начиная

с

первых.

П р а в и л ь н о с ть

составления

гистограммы

Z

контролируется

соблюдением

условия,

что ее

п л о щ а д ь

равна

единице.

З а т е м в таком ж е

порядке

определяют свертку распределе­

ний G = Z— R . П л о щ а д ь гистограммы

С? в

первом

к в а д р а н т е

равна вероятности того, что средняя машина

в

парке

потребует

капитальный

ремонт

(удельной потребности

в

ремонтах) . П р о ­

При определении

потребности в текущих ремонтах в

таком

ж е порядке находят

свертки

распределений

G—Z— Rt,

К =

= G— R T и т. д. (Rt

— распределение

периодов м е ж д у текущи ­

ми р е м о н т а м и ) . Сумма площадей в первых

к в а д р а н т а х

гисто­

грамм распределения

величин

G, К,...

равна

вероятности

того,

деленное число

капитальных ремонтов и число

машин,

подле­

ж а щ и х списанию.

Качественный

и корреляционный анализ связи

м е ж д у

х а р а к ­

даются

с одинаковой частотой и у машин

с расходом

ресурсов,

п р и б л и ж а ю щ и м с я к R , и у машин, еще не требующих

ремонта .

Вместе

с тем в некоторых организациях

(например,

Главдор -

стиками.

П р е д п о л а г а я , что связь характеристик

проявляется

в основ­

ном в виде корреляционных зависимостей,

порядок определения

потребности в ремонтах машин графо - аналитическпм

методом

ложен выше в предположении, что характеристики

независимы .

Если м е ж д у

величинами t

и Т обнаружена

корреляционная

за ­

висимость,

то предварительно

составляют

корреляционную

т а б ­

лицу [10] и по ней определяют

строевые средние (t/T,).

П о этим данным строится

гистограмма распределения м а ш и н

в парке по величине

(t/Tj).

Относительные частоты

этой гисто­

граммы

где n(t/Tj)

— ч и с л о

машин

в

парке

с характеристикой

t/Ty,

N—

общее

число

машин

в парке,

попавших

в выбор ­

ку Т.

З а т е м

в обычном порядке

определяют

свертку распределе ­

ний

G.

распределения t и R

В

том

случае,

когда

согласуются с нор­

мальным

законом

пли

другим

одновершинным

распределением

(кривой

Пирсона,

логарифмически нормальной

кривой и т. п.),

личин t, Т и R

будет согласовываться

с нормальным

законом .

В этом случае зависимость м е ж д у исходными

характеристиками

м о ж н о рассматривать только к а к корреляционную .

П а р а м е т р ы

нормального

распределения

G определяются

по

простым

фор­

м у л а м , аналогичным

(57), а удельная

потребность

в ремонтах —

по формуле

(59).

Анализ распределений характеристик і и R позволяет целе­

направленно

влиять

на

улучшение

технической

эксплуатации

машии . Н а п р и м е р , если распределение R имеет

правостороннюю

асимметрию

и Л значительно больше нормативного

межремонт ­

ного

цикла,

или

ж е

периода,

то в дайной строительной

органи­

зации

производственная

эксплуатация

машии

осуществляется

с ущербом д л я их технического состояния. В среднесрочных

пла­

нах следует

с учетом данного анализа наметить

организацион­

но-технические

мероприятия

(улучшить

качество

технических

позволяющие ежегодно п р и б л и ж а т ь

величину

R

к

оптимально­

му значению и увеличивать величину

t.

При определении потребности в ремонтах с использованием

этих закономерностей математические о ж и д а н и я M(t)

и

M(R)

корректируют

с учетом

планируемых

изменений.

Коэффициенты

вариации

yt

и yR

являются относительно устойчивыми

величи­

нами. Если их размер меньше 0,4, то

усеченность

слева

распре­

делений

м о ж н о не

учитывать.

3. РАСЧЕТ ПОТРЕБНОСТИ В РЕМОНТАХ

ПАРКА М О Т О В О З О В И Д Р Е З И Н

Рассмотрим расчет потребности в капитальных ремонтах на

примере парка мотовозов и дрезин

треста

«Мосэлектротяг­

строй». Потребность в капитальных

ремонтах

парка,

содержа ­

щего 38 подвижных единиц, определялась в следующем

порядке.

Исходные характеристики t, Т и R

были в ы б р а н ы из данных

первичной отчетности и исполнительных графиков

капитальных

ремонтов

за период 1964—-1969 гг. Вариационный

р я д

значений

к а ж д о й характеристики

был разбит на

интервалы

по 600

маиш-

но-ч так,

чтобы р я д характеристики

t

(он меньше

других) со­

д е р ж а л

6

интервалов .

Гистограммы

распределений

исходных

применен

графо - аналнтнческин

метод. Совместное распределе ­

ние Z характеристик t и Т определено расчетом в таблице . От­

носительные

частоты

оказались

равными

Ргіи = Р№

Рт^=0\

p I ( 2 )

= />< (OpR (2)+pT (2)/ïT (i) = 0;

/Л<3>= 0,001 и т. д. З а т е м в таком ж е

0,30

0,25

0,20

0,15

0,10

0,051

1

1

0

/200

ZWO 2S00 t машино-ч

5)

0,10

I

I

0,05

I

«

0

1200 гш

jsoû

то

eooo

ігоо

&ш збоо

wsoo 12000 ізгвв ішо

R, машино - ч

•8)

0,15 r

<5

ci

'

I

0,05

tL

пл

i n .

Т, машино-ч

1200 2Ш

3600 Ш0

6000 7200 8 Ш 9600 10300 12000

H°u.nmep\

1011 \12 /? \ШUS\16\17\18 /9 20\2І 22 23Ш 25

валов

Рис.

27. Гистограммы

распределения

характеристик

технической

эксплуатации

парка

мотовозов и дрезин