Файл: Эксплуатационная надежность сельскохозяйственных машин..pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 17.10.2024
Просмотров: 102
Скачиваний: 0
Глава XI, УСКОРЕННЫЕ ИСПЫТАНИЯ СЕЛЬСКОХОЗЯЙСТВЕННЫХ МАШИН НА НАДЕЖНОСТЬ
1. Классификация ускоренных испытаний
При создании конструкции машины, оптимальной по прочности и долговечности, широкое применение находят различные методы ускоренных испытаний, позволяющие за короткое время оценить машину или узел. Чем быст рее будет получен результат, тем быстрее можно внести соответствующие коррективы в конструкцию машины и тем самым сократить время от проектирования машины до ее внедрения в производство. Применение ускорен ных испытаний особенно актуально для исследования сельскохозяйственных машин вследствие их малой за грузки за сезон.
Анализируя ускоренные испытания в автомобиле строении [XI.20], тракторостроении [XI.14, XI.15] и сель хозмашиностроении [XI.1, XI.3, XI.4, XI.12, XI.17, XI.18],
можно построить их классификацию (табл. 11.1). Пере численные в табл. 11.1 методы ускоренных испытаний различаются по организации испытаний, скорости полу чения и точности информации, стоимости, а также по применяемым техническим средствам, что накладывает определенные требования на выбор метода испытаний. Проанализируем указанные методы.
Наиболее достоверным способом получения результа тов являются испытания в рядовой эксплуатации. Для сокращения времени испытаний целесообразно исполь зовать различие в климатических условиях нашей стра ны. По мере окончания периода сельскохозяйственных работ машину смещают в другую климатическую зону и таким образом увеличивают выработку машины до не обходимой для оценки точности показателей надежно сти машины. Такие испытания являются по своей сущ ности натурными. Однако для оценки эффективности испытаний необходимо ввести условный коэффициент перехода (ускорения), который определял бы соотноше ние между фактической Тф и нормативной Т„ выработ кой за сезон:
208
( 11. 1)
Круглосуточную работу машины можно отнести к вы шеизложенному способу испытаний. Это достоверный и вместе с тем самый дорогостоящий и трудоемкий метод. Поэтому его можно рекомендовать только на заключи тельном этапе исследований, перед внедрением машины в производство.
Для машин, выпускаемых промышленностью серий но, наиболее прогрессивным является метод статистиче ского прогнозирования, основанный на сборе материала об отказах большого числа машин, но за короткое время испытаний. Сущность этого метода заключается в сле дующем. При проведении испытаний фиксируется функ ция выхода числа образцов nt от времени tlm
Вероятность отказа Ft ко времени tt определяется выражением (3.26).
Для определения параметров распределения, характе ризующих надежность машины, необходимо предполо жить вид функции плотности вероятности. Например, для закона Вейбулла — Гнеденко, описывающего достаточ
но точно механический |
системы в период |
приработки |
и старения, параметры |
распределения |
определяются |
методом, изложенным в гл. III. Если экспериментальные точки укладываются близко к прямолинейной зависимо сти, то вид закона выбран правильно. Вписывая прямую в экспериментальные зависимости, определяем коэффи циенты b и а методом наименьших квадратов по форму лам:
|
к |
|
к |
t=i |
|
k |
||
|
21 — 1 |
|
b |
2 |
|
k |
||
|
||
|
/=1 |
|
|
k |
209
Т а б л и ц а 11.1
|
|
k |
1 |
2 ' * |
2i — 1 |
2i—1 At lg In |
|
2 |
2 |
1 - F t |
|
/ = 1 |
k |
k |
|
|
|
(11.3)
i=i
где At — величина интервала, равная Дт= — i
i — порядковый номер класса; k — общее число классов.
Используя формулы (11.2), (11.3) и соотношения (гл. III), определяем параметр закона /0-
Проверка этого метода проводилась на свекловичных сеялках 2СТСН-6А. Опыт показал, что для заполнения опросного листа для одной сеялки необходимо всего 15—20 мин. С учетом транспортных потерь времени один человек в состоянии, при наличии транспортных средств, обследовать 80—100 машин за 10—12 дней.
Полученные данные о ресурсе основных деталей сеялки близко совпадают с их ресурсом, определенным на основании сведений о фактическом расходе запасных частей. Тем самым была проверена точность метода статистического опроса.
Метод статистического опроса с последующей обра боткой материала следует внедрить на всех предприятиях и конструкторских бюро сельскохозяйственного машино строения с целью получения ежегодной систематической информации о видах отказов машин и об ожидаемом сроке службы деталей. Для опытных машин, естествен но, такой метод получения информации о долговечности деталей невозможен. Поэтому широко используются в этом случае разного рода и вида ускоренные испытания.
*
2. Метод ступенчатых испытаний
Эксплуатационные испытания можно значительно со кратить, если построить их по ступенчатому циклу [XI. 10], то есть кратковременно деталь нагружается при эксплуатационной нагрузке, а затем «доламывается» при повышенной нагрузке. Этот метод, назван «методом до ламывания» [XI. 19], основан на теории суммирования повреждений, которым можно описывать усталостные и
износовые отказы. Для одноступенчатого цикла (рис. 68, а) можно записать [XI.10]
А. (11.4)
тэ
где t3, tc — время работы детали при нагрузке равной эксплуатационной и при форсированной (стендовой);
Тэ, Гс — предельное время работы детали до отказа при эксплуатационной и форсированной нагрузках.
212
Из уравнения (11.4) имеем:
(11.5)
Т
1 С
Время работы t3 необходимо задать [примерно (0,14-0,2) Т э] определенным (постоянным). Параметры tc и Тс будут получены из эксперимента. Тогда предель ное время работы, которое способна выдержать деталь при эксплуатационной нагрузке, может быть подсчитано по формуле (11.5). Поскольку величины tc и Тс зависят от многих факторов, они будут случайными с опреде ленными законами распределения. Время работы при эксплуатационной нагрузке также будет случайной вели чиной, закон распределения которой может быть опре делен по законам распределения переменных tc и 7Д
Пусть совместная плотность вероятности переменных tc и Тс равна f(tc, Тс). Тогда функция распределения вре мени работы Тэ равна
G(T3) = ||/( 4 , Т с)ДДГс, • |
(11.6) |
|
(D ) |
|
|
где D — область интегрирования. |
|
|
Вероятность отсутствия повреждений равна |
|
|
R(t3) = \ - |
G(T3). |
(11.7) |
Область интегрирования Д |
для которой |
|
----- - < Т 9 |
|
(11.8) |
определяется следующим образом. Из уравнения (11.5) имеем
Тс = -----Ц ---- = Ф(П). |
(П.9) |
1 ----- Д_ |
|
Та |
|
При фиксированном Ть уравнение (11.9) |
представля |
ет собой прямую, проходящую через начало координат,
которая |
с осью ординат Тс образует область D |
(рис. 68, |
б, область D заштрихована). |
Из формулы (11.6) с учетом (11.9) имеем |
|
0(ТЭ) = JJ f(tc, Tc)dtcdTc, |
(11.10) |
о Ф(Г9) |
|
откуда после дифференцирования получим |
|
§(тэ) = j V ( w c, m \ d t c. |
( и л ) |
о |
|
Для определения плотности g(T3) необходимо знать совместную плотность величин tc и Тс, которые являются коррелированными величинами. Величины tc и Тс удоб но заменить системой некоррелированных величин Z\ и
Z2 [XI.21]
|
|
|
|
Tc- T c = Zlt |
|
(11.12) |
||
|
|
tc—tc = a12Z1 |
Z2, |
(11.13) |
||||
где коэффициент ai2 |
определяется по формуле: |
|
||||||
|
|
|
|
|
Rt |
t |
|
(11.14) |
|
|
|
|
|
С |
fC |
|
|
|
|
|
|
|
Dt Tf |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
||
где |
Rrc t — корреляционный |
момент случайных вели |
||||||
|
|
чин Тс и tc\ |
|
|
|
|||
|
Drcrc — дисперсия случайной величины Тс- |
|||||||
|
Для |
упрощения |
дальнейших |
расчетов рассмотрим |
||||
случай., |
когда износ |
изменяется |
во времени |
линейно |
||||
(рис. 68, в). Тогда |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
Va |
|
_ t |
К |
|
|
(11.15) |
|
|
6C |
|
La |
6C |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
где |
6Эи 6C— скорости |
износа при эксплуатационной |
||||||
|
|
и форсированной |
нагрузках. |
|
||||
|
Пусть режимы испытаний на стенде и в эксплуатации |
таковы, что для одной и той же детали отношение ско ростей износа в эксплуатации и на стенде постоянная величина, равная отношению их средних значений
К
(11.16)
Ьс
214