Файл: Эксплуатационная надежность сельскохозяйственных машин..pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 17.10.2024
Просмотров: 101
Скачиваний: 0
где b, b — текущее и среднее значение скорости износа. Из формул 11.15 и 11.16 следует, что величины tc и Тс полностью коррелировать (коэффициент корреля ции равен единице), так как они отличаются лишь на постоянную величину и поэтому коэффициент ai2 равен единице. Применяя операцию математического ожидания
к (11.15), имеем
= Тс— |
(11.17) |
|
К |
Подставляя формулы (11.12), (11.17) в (11.13), полу чаем, что Z2 равно нулю. Из формулы (11.9) с учетом
(11.15) и (11.16), получаем
Ф(^э) = Тэ |
(11.18) |
|
В связи с тем, что Z\ и Z2 некоррелированы, то сов местная плотность равна [XI.21]
д * с, m \ = fi(4 + Q-f2mT3)h |
(11.19) |
где /i и /2 — плотности вероятностей величин tc и Тс_ Плотность fi (tc) и /2(7с) равны [IX. 10]
ш |
= |
1 |
X |
|
|
||||
|
V 2п [ гс + *э -= - j а(6с) |
|||
X ехр |
tc + к |
( 11.20) |
||
2о2(Ьс) |
||||
|
|
|
||
|
и„ |
|
и„ — L |
|
|
ехр |
Т„ |
||
h(Tc) = |
|
( 11.21) |
||
У 2я а(Ьс) п |
2а\Ьс) |
Формула (11.11) сучетом (11.18—11.21) приводится пос ле несложных преобразований к виду {tc >-0, Zi— >— tc)
215
U A |
|
Ш |
- Ъ |
exp |
Т А |
X |
|
g(Q = ~rp2' a bso(bc)y 2 л |
|
2e\K) |
Un |
(11.22) |
|
|
к |
Фс) |
|
Метод ступенчатого нагружения был проверен на дисковом ноже из стали 65Г с объемной закалкой. В ре зультате эксперимента в условиях эксплуатации и на стенде _получены следующие значения параметров:
ta = 34; Ьэ = 0,0795; Ьс = 0,53; о(Ьс) = 0,14; о{Ьэ) = 0,0247 (время — в часах, износ — в мм).
Рис. 69. Сравнение плотности вероятности суммарного ресурса, полу
ченной расчетом [gps)] и экспериментально g(T3), для ножа свеклоуборочного комбайна КС-3 из стали 65Г с объемной закалкой.
Плотность вероятности времени достижения предель
ного износа в условиях эксплуатации g (T d) определяется по формуле (11.21), где вместо Тс следует положить Тэ. Результаты расчетов, иллюстрированные рис. 69, показы
вают достаточное совпадение плотности g(T3) и g(Ta). Этот метод, значительно сокращающий время испыта ний, можно рекомендовать для деталей сельскохозяйст венных машин, кратковременно работающих в сезоне, а затем простаивающих. Время между сезонами можно использовать для продолжения испытаний детали уже на стенде, а затем по изложенному методу прогнозиро вать результаты в эксплуатации.
216
3. Общие принципы подобия режимов стендовых и эксплуатационных испытаний
Стендовые испытания являются по сравнению с дру гими методами испытаний не только статистическими (т. е. без вмешательства экспериментатора), но и управ ляемыми. Экспериментатор может изменять параметры воздействий, варьировать вариантами деталей или образ цов, что дает возможность в сравнительно короткое время оценить тот или иной вариант детали и выбрать наиболее эффективный.
Пользуясь работами академика Горячкина [XI. 13], а также известными принципами подобия, изложенными в трудах академика Седова [XI.25], можно определить условия подобия и коэффициенты перехода при измене нии условий работы детали или при замене детали образцом. При этом будем понимать под условиями по добия сохранение физической картины отказа в условиях стенда, т. е. вид отказа и закономерность его развития.
Для получения условий подобия при случайном изме нении параметров детали, рассмотрим сначала детерми нированный процесс, характеризующийся одним пара метром А,., являющимся функцией времени t.
Моделированием и подобным воспроизведением это го процесса в стендовых условиях является получение функции Я(7Э), но за время tC Это означает, что для по лучения значения h(t3l) необходимо, чтобы деталь про работала в стендовых условиях время £с,.
Между |
временем t3 работы |
детали в условиях экс |
плуатации |
и временем tc работы детали на стенде име |
|
ется связь |
|
|
|
и = |
(11.23) |
где Кп — коэффициент перехода.
Коэффициент перехода Ка из условия подобия [Х1.25]
величина постоянная |
|
Кп = const. |
(11.24) |
Переход от времени tc к ta аналогичен изменению единиц измерения времени. В зависимости от значения Кп можно получить на стенде полное моделирование процесса (Kn = 1) или его ускорение (К„> 1) и замедле ние (Кп<1).
217
Из условия постоянства Кп следует, что вид функцио нальной зависимости при переходе от условий эксплуата ции (Я(/э)] к стендовым условиям при полном подобии
сохраняется [Я(4)1- Итак, основным условием подобия для детерминиро
ванных процессов является постоянство коэффициента перехода, а следствием этого условия является сохране ние функциональной зависимости течения процесса.
Рис. 70. К графическому способу определения коэффициента перехо да для детерминированной зависимости.
Этим свойством и следствием можно пользоваться для определения соответствия физической картины стендово го отказа эксплуатационному. На рис. 70 показан гра фический способ определения коэффициента перехода путем исключения ординат функции X(t3) и А$с).
Зависимость между t3 и i c должна быть прямолиней ной или близкой к ней. Во втором случае необходимо имеющуюся зависимость заменить прямолинейной по методу наименьших квадратов, для чего находим вели чину [XI. 11]
М = |
смакс |
(11.25) |
J {ЦЩ), Kn] - K n t c]2dtc, |
||
|
о |
|
где ДЦ4)> КП] — |
^сшкс — максимальное время ра |
|
|
боты детали на стенде. |
218
Потребовав обращение в нуль |
частной производной |
|
от М по параметру Кп находим |
его значение и опреде |
|
ляем среднюю квадратичную погрешность б: |
|
|
б ^ т / — — |
. |
(11.26) |
'смакс
Будем считать, что стендовые условия подобны экс плуатационным, если выполняется неравенство
б С [6], |
(11.27) |
где [б] — допустимая погрешность.
Если процесс характеризуется двумя независимыми или почти независимыми параметрами, то условие (11.24) является необходимым и достаточным. Если же параметры зависимы, то условие (11.24) является необ ходимым, но недостаточным. Достаточным условием является равенство коэффициентов перехода по одному и другому параметру
Кп, = К п 2. |
(11.28) |
Это объясняется тем, что если между параметрами существует связь, то более быстрое изменение одного приводит к искажению другого. Расхождение между Кп, и Кп, возможно в пределах допустимой погрешно сти [б], определяемой по формуле 11.26 с учетом (11.25)
Кп, - |
Кп2 = ^ 3 [6- = ] / Т [ е] Кп , |
(11.29) |
||
|
|
смакс |
|
|
где |
[в] |
— допустимая относительная по |
||
_ у^^ I |
у^^ |
грешность; |
|
|
— средний коэффициент перехода. |
||||
Кп = — —г ^— — |
||||
При большем числе параметров дополнительное усло |
||||
вие подобия можно записать в более общем виде |
|
|||
Кп, = |
Кп2 = .. . = Кп„, |
(11.30) |
где п — число зависимых параметров процесса. Приведенные выше условия подобия можно распрост
ранить и на случайные величины. Случайная величина, полученная в условиях эксплуатации, характеризуется
219
определенным законом распределения (дифференциаль ным или интегральным) с одним или более параметра ми. Через интегральный закон распределения можно выразить вероятность безотказной работы, которая является убывающей функцией времени испытаний, но на стенде она убывает быстрее (рис. 71). При достаточ ном количестве опытов вероятность безотказной работы можно считать не случайной функцией. Поэтому к ней можно применить способ определения коэффициента
R(k) Шэ)
Рис. 71. К определению коэффициента перехода для случайных ве личин.
перехода для детерминированной зависимости, т. е. пу тем исключения ординат функции R ( t э) и R(tc) полу чаем Кп.
Этот способ известен в литературе [XI.22], [XI.26] под названием принципа равных вероятностей.
Пользуясь условием (11.24), можно для случайных величин получить очень важное следствие. Пусть при проведении опыта получены на стенде значения случай ной величины
*с,. ^С2, *с„, • • • *<:(„!) . Un,
220
тогда в эксплуатации будем иметь значения случайной величины
■Ки , tC2 ■Кп , tc>■Кп , • • • , |
• K n , tCn ■Кп ■ |
Параметры закона — математическое ожидание вре мени безотказной работы и его среднеквадратическое отклонение — можно определить по известным зависи мостям.
П
M(Q = |
(11.31) |
пп
|
2 |
Ч |
|
2 Кп tCi |
|
Щ 3) |
t=i |
= |
t=i |
=КпЛ1 (7С), (11.32) |
|
= - t! |
п---- |
----------п |
|||
|
|
|
|
||
|
|
/ |
|
л |
(11.33) |
|
|
|
|
|
|
|
' |
|
|
(=1 |
|
аналогично (11.32) имеем o(ts)
o(Q ~ |
Kno(tc). |
(11.34) |
||
Из (11.31—11.34) следует |
|
|
|
|
M(Q |
_ |
a(t3) |
(11.35) |
|
M(tc) |
|
G(tc) |
||
|
|
|||
или в другой форме |
|
|
|
|
о^с) |
|
п(/э) |
(11.36 |
|
М(7С) |
" |
M(t0) ' |
||
|
Формула (11.36) представляет собой равенство коэф фициентов вариации времени безотказной работы на стенде и в эксплуатации:
vc = v0. |
(11.37) |
Итак, для подобия эксплуатационных и ускоренных испытаний необходимо, чтобы коэффициенты вариации времени работы элемента до отказа в упомянутых двух
221