Надежность и долговечность узлов и деталей ПТМ [4(68)]

Citation preview

ТРУ

ДЬI

ВСЕСОЮЗНОГО НАУЧН 0-ИССJ!ЕДО ВАТEJJ ЬСКОГО И ПРОЕКТНО-КОНСТРУКТОРСКОГО ИНСТИТУТА ПОДЪЕМНО-ТРАНСПОРТНОГО МАШИНОСТРОЕНИЯ, ПОГРУЗОЧНО-РАЗГРУЗОЧНОГО И СКЛАДСКОГО ОБОРУДОВАНИЯ И КОНТЕЙНЕРОВ ВНИИПТМАШ

НАДЕЖНОСТЬ И ДОЛГОВЕЧНОСТЬ УЗЛОВ И ДЕТАЛЕЙ ПТМ ВЫПУСК Под общей редакцией к.

4.(68)

т. н.

СПИЦЫНОР! И. О.

ОТДЕЛ ИЗУЧЕНИЯ И ОБОБЩ!:НИЯ ОПЫТА ЗАРУБЕЖНОЙ И ОТЕЧЕСТВЕННОЙ ТЕХНИКИ Москв а 1966

В сборнике излагается �1етодика сбора, о'6 ра­ ботки и анализа инфор:v�ации по надежности и долговечности подъемно-транспортн ы х 1.1ашин, и рассматриваются соответствующие показатели Освещаются ,результаты исследо.в аний долговеч­ ности редукторов типа Ц2, канатов, а также де­ талей и узлов погрузчиков. Сборник предназначается для инженерно­ технических р аботников научно-исследовательских и проектно-конст.р укторских .институтов, заводов. проектирующих и изготовляющих подъес.шо-тран­ спортное обо. р удование, а также 'Предприятий эксплуатирующ»х его.

Инж. ПИНЕС А. Ю.

О С Н О В Н Ы Е П О Н Я Т И Я И П О КА З АТ ЕЛ И Н АД ЕЖ НО СТ И И ДОЛ ГО В Е Ч Н ОСТ И П ОДЪЕМ Н О -Т РА Н С П О РТ Н ЫХ МАШ И Н В последнее время большое в нимание в технической л.и тера­ туре уделяется терм и н ологии и показателям надежности и дол­ говечности. Однако, попытки создать универсальную терминологи ю и систему п оказателей, п р иемлемую для всех технических и зде­ лий, не п ри·вели п ока к ж елаемому р езультату. Большое кол.и­ чество · р азличных оп ределений одних и тех же основных ,понятий и оисте!v!а многочисленных показателей являются п р ич иной из1Вестной путаницы в данн ом вопр осе. Рассмотрим этот вопрос применительно к п одъемно-транспортным машинам, взяв за основу терминологию, р екомендуемую Комитетом на.у ч. н о-техни­ ческой терм.и нологии Академии Наук СССР [1]. Уяснить сущность понят·ий и показателей надежности и д ол­ rовечност•и н ельзя, не учитывая их вероятностной, статистиче­ ской п рироды . Поэтому ниже п р и водятся основные .п онятия теории вер оятностей и математической статистик.и , необходимые для дальнейшего изложения. i. ОС Н О В Н Ы Е ПОНЯТИЯ Т ЕО Р И И В ЕРОЯТ НОСТЕЙ

И М АТЕ МАТИ Ч ЕСКОЙ СТАТ И СТ И К И

велич ина, которая Случайной величиной называется в .р езультате опыта ( измер ения) может п·р 1 и нять то или иное знас;ени е , п р и ч ем неизвестно заранее - како е именно. Нап.р и­ мер: время простоя к рана на р е монте, количество р емонтов 1В месяц, коли чество часов работы от одного р емонта до другого iИ т. д. П р и проведении большого ч исла о п ытов ил.и п р и о бработке статистических данных, собранн ы х в эксплуатации, о бнаружи­ ваются оп ределенные закономерности в частоте появления тех или иных случайны х з начений (одни з начения появляются чаще, другие реже ) . 1713

3

Ч астостью ( w ) п оявления данного значения называется от­ нош ение числа опытов, в которых получено Э1'О значение, к об­ щем у числу п роведенных опытов. Н апример, п р и н аблюдении з а р аботой крана в течение года (52 недел и) было о бна ружено, ч то число недель с количеством м елких ремонтов равным 2 со­ с тавляет 1 5. Следовательно, ч а сто сть этого 13,н ачения кол1 иче­ ства ремонтов: w

(2)=

15

52

=0,289.

-

Х ар а ктерным свойством ч а стости является ее относительная устойчивость п р и повторении сер ии о· пытов в неизменных усло­ виях. Е сл и бы мы п родолжили н а блюдение за тем же краном в т ечение п оследующих 3-х лет ( 1 56 недел ь ) , то количество не­ дель с двумя ремонтам и составило бы 45, 50 ил.и 85 ( но никак не 100 или 120). С оо тветственно и ч а стость колебалась бы око­ ло некоторого значения, близкого к 0,3. Эта величина, око ло которой колебл ется ч астость, называется вероятностью. И з опред еления в идно, что вероятность ( ч а стость) лежит в п ределах О� 1. В ер оятность ( ч а·с тость) всех воз:v� ожных значе­ ний равна 1. Иногда уд а ется оп ределить вероятность тео ретически, о дна­ ко в большинстве зад а ч, встречающихся при и зучении надеж­ ности и долговечности, этого сделать нельзя и п р иходится в качестве вероятности прин им а ть частость, полученную на осно ве о бработки некоторого количества экспериментальных данных. Ввиду того, что ч астость кол еблется око л о вероятности, это, конечно, б удет пр иближением, причем, тем бо лее точны м, чем больше данных взято для обработки. Большинство величин, с помощью которых оцениваются на­ деж ность и долговечность, являются непрерывными случайными величинами, т. е. м огут принимать любое значение в некоторо м интервале ( н а• п ример, время ремонта, срок службы и т. п . ) . П ростейшим способом оха рактеризовать такую величину является вычисление с редней а рифметическо й : т-

где ti

IJ

'Eti п

'

значение, полученно е в 1 ,2, . п-ом о пыте ( н аблюдении); общее кол ичество п р оведенных опытов ( н аблюдений) . Хотя средняя арифметическая ха рактеризует случайную ве­ личину грубо, «в среднем», она мо жет с успехо м использо ватьс я в целом ряде п р а ктических расчето в. Точность полученной сред ней з ависит от количества прове­ де нных опытов. Пр актически, приемлемая точность пол учается уже при 10 � 20 данных. п

4

-

-

..

Для хар актеристики рассеивания случайной в еличины о коло ее среднего з1 начения выч1исляют сре днее квадр·а тич. ное откл о­ не ние: а=-.

f_1_f (t;-T)Z

V

п -1

или коэффициент вариации:

V=

:;

т

-

.

На иболее полно непрерывную случайную величину можно ох ар акт ер изоват ь функцией распределения. Ф ункция распреде­ ления F (х ) задает вероят но сть т ого, чт о случайная величина поп адет в и нтервал : = + х, т. е. окажется м еньш е х. Поскольку время - всегда величина положит ельная, очевид­ но, что F (t) п редст авляет вероятность попадания в интервал O+t. Особенност ью фующ и и F (.t) является т о, что .с изменением t от О до со , она всегда возра ст а ет от О до l. Функцию р аспределения получают на основе ·с обранных дан­ ных следующим образом: 1. Располагают все п олученные значения случайной перемен­ ной в возрастающе;v1 порядке. 2. Весь диапазон изменения случайной переменной р азби­ ва ют на ряд интервалов. Точки t1; t2; ". t; обозначают концы 1 -го, 2-го ... i -го интервала. 3. В ы числяют ч астости л опад ания в кажд ы й из интервалов О-:- 11; О -7- t2 0-7- t; и п риним ают п олученные ч а стост и в качестве вероят ност ей. Эт о и будут значения функции р а с п ре­ деJ1 ения в т очках i1; i2 . t; . 4. По полученным т очкам в с истеме координат t F ( t ) стро­ ят график, пр едст а вляющий собой ломаную линию. Оп ределенная т аким образтл функция расп ред еления н азы­ вает ся эмпирической. Нап ример, при изуч ении д олговечност.и крановых колес 30-то нного :v� ост ового крана на заводе «Азовсталь» было з а ре­ гист рировано 56 случа ев выхода колес из строя и для каждого слу чая под считано чист ое время работ ы колеса на кране. П осле рас положения полученных данных в порядке возр астания и вы­ бора инт е рвалов б ыли подсчитаны ч исло и частость попадания в каждый инт ервал, т. е. п олучены значения э:v�•п и рической .функ­ ции распределения долговечност и в т очках, соот вет ст вующих концам интервалов. И сходные данные и р езульт ат ы расч ета п ри ведены в т а бл. 1 . График пост роенный по полученным т очкам приведен на фиг. 1. Для сглаживания элширических функций расп ределения п р и­ м еняется целый ряд теоретических кривых. Эт и кривые и м еют -

...

. .

-

5

а на литическ ую формулу, отвечающ у ю ос новному требованию изменения функ ций от О до 1 п р и измене н и и а р гу мента от О

ДО

Т абл и ц а

со

Расчет значен ий эм пири ческой функции распределения дол говечности крановых колес

ifJ

Значение эмперической в конце функции F

Количество данных, попавших в ннтсрва:�

Интервал в часах

интервала

0 , 198 0 , 465 0,732 0,82 1 0,9 1 1 0 , 929 0,964

11 26 41 46 51 52 54 56

(k-- 300 О+ 600 О+ 900

0+ 1 200 0+ 1 500 0+ 1 800 0+2 100 0+2400

1 '()

F(t) 1,0

300

600

900 1200 1.500 1800 2100 2400 2700

Ф иг. 1. э�ширическая и теоретическая функции ния долговечности крановых колес

распределе­

Н а пр им е р, в тео р и и надежно сти ч асто пр именяется эк сп онен­ циальная з·ависимост ь : F (t ) 1 -е-и, где lv любое п остоянное полож ительное ч исло; основание н атур а.:� ьных логариф:vюв. е В ел и ч и н а Л н а зывается п а р а м ет р ом и о п р ед еляется так им образом, чтобы теоретическ ая кр ивая н а иболее близк о подх оди­ ла к э мп и рическ о й .тr о м аной. Для эк споненц иальной зависимости средняя ар ифметипара метр Л ок азы вается равным __!__, гд е Т =

-

-

G

Т

--

ч еская. П р.и обработке данных п о долговечности ч а сто приме­ няется функция В ейбулл а : F (i) = 1

-

е

to

•

Э та функция и меет 2 п а р ам етра а и to, кото р ы е можно найти, зная среднюю а р и ф м етическую Т и коэ ф фициент в а р иа ц и и v. Кроме вышеуказанных в теор и и надежности и долговечности прЕ меняются общеизвестны й нормаль ны й з а ко н , лога рифмиче­ ски нормаль ный и некоторые другие. 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2

F{t)

-

--

--

-�-�1-==-��=�:=:=== 2

t О'--=-�����---

1,0 0,8 0,6 0,4 Ц2

P(t)

t

Фиг 2. !'рафики F(i) и P(t) для экспоненциального ( 1 ) и

2аконов расп ; р еделения

нормального (2)

С оответствующий з а ко н подбирается на основа н и и получен­ ных статистических данных, н а базе существующего опыта по обработке аналогичног о м атер иала, а иногда и и з теоретических соо бражений. Пар аметры з а ко н а в ы ра жаются через среднюю арифм етич ескую Т и среднее квадратичное отклонение а. С уще­ ству ют м етоды и крите р и и , позволяющие оценить степень согл а ­ сова нности п олученной теоретической функции расп ределения и о пытных д ан ных. Таким п уте!УI для р ассмотре нн ого выше п р имера с кр ановы­ ми к олеса:v1 и была получена ф ункция р аспределения : F (i) = 1

-

е

t1 ,37

-

4000

(зv кон Вейб улла ) , хорошо согласующаяся с о п ытными д анны­ ми . Граф ик э то й функции пр иведен на ф иг. 1 . ИVI еи э мr пирr иче скую ил и 1те ор е11 ич ескую функцию р аспреде­ ле ни я , �ю жно найти вероятность п о п адания случайной п е ремен­ ной в любой интервал ta--;- t8• Эта вероятность о п р еделяется раз ность ю F (t0) F (ta). Вероятность непопадания случайной пер еменной в интервал О --;- t о п ределя ется р азность ю 1 P(t). Д лп э кспоненциаль но го з акона э та вероятность : P(i)= 1 -F (f) = e-лt . -

--

Гра фики теоретических функций F(t) и P(t) для э кспоненци­ а лыю го и нор�1 аль н ого з а конов п р иведен ы на ф иг. 2. 7

Попытк и оп исать случайную переменную с помощ ью функ ­ ции F(t) м огут быть п ред п риняты п р и н а л и ч и и м и н и му м 30-:- 40 д ан н ых . В нек ото рых случаях ( в з авис и мости от зак он а рас­ п р ед еления и требуемой точности) к оличество необх од имых д ан­ ных ок азывается в д есятк и р а з больши м и . Изложенные в этом р а зде ле воп росы р ассмотрены в [2], [3], [4], [5]. 2. ОС Н ОВ Н Ы Е П О Н Я Т ИЯ

И ПОI! ах. Благодаря возможн ости точн ых з а м еров вр емен и, н агр узок, те:\>! п ер а тур и т. п. стендовые и полигонн ы е испытан ия пос. воляют изучить зависимость показателей н адежн ости и дол­ г овечн ости от внешн их фа ктор ов (в частн ости, от н агр узок). Известн ую тр удн ость пр и ор ган изации испытан ий пр едстав­ ляет выбор у скор енн ого р ежима, позволяющего по р езультатам испытан ий судить о н адежности и долго вечн ости издели й в экс1 плуатации. Для этого н ео бходим о н е только детальн о изучить режимы, имеющие место в эксплуатации, н о р азр а ботать м ето-, ды их форсир ован ия и п олучить все п ер еводн ы е коэ ф ф ициен ты· для кажд ого типа изделий. 2*

19

Ст�нд ы для истт ыт ан и й н а н ад ежность и долговеч ност ь весь­ ма дор оги, поэт ом у ст ендовые испыт ания могут оказат ься р а­ ц ио н ал ьн ым и лишь дл я новых сер ийных изделий и их основных у злов. Ка к пр авило, испыт аниям на ст енде подвер гаютс я узлы П1 М и небольшие м а ш ины, н а пр имер , электрот али. Некот ор ые м а шины, напр им ер , а вт о- и электропогр узч ики, испыт ывают ся в, т ак называемых, усл овны х ( ф ор сированных) циклах на п ол игонах. Оба рассмотр енные выше способа о пр еделения показат елей на деж н ост и и долговеч н ост и обладают одним общим недост ат ­ ком: о н и н е позволяют получ ит ь показат ел и в пр оцессе проек­ тиро вания. Эт о можно сделат ь т олько п ут е м р асч ет а . Можно выдел ит ь два основных н а пр авления, в кот ор ых р азвивают ся р асч ет ы н адежн о. ст и и долговеч но ст и : 1 . Р а сч ет долговеч ност и и н ад ежност и элемент ов. 2. Р а сч ет показат елей н адежност и сложных сист ем, н а осно­ ве д анн ых о долговеч ност и и н адежност и их эле;v1 ентов. Общеизвест ны м ет оды р асч ет а долг овеч ност и подш ипн иков. Хор о шо р азр а бот аны мет оды р а сч ет а долговеч н ост и элеме нт ов, псдвер же нных циклич еским н а гр уз к а м : валов, осей, зубчатых к ол ес, элемент ов мет аллоконстр укций, болт овых соединен ий и н екотор ых др угих дет алей. Р а зр абот ан ы мет оды р а сч ет а н а дол­ говеч ност ь ст альных кр ановых канат ов. С ущест вуют спос обы ра сч ет а на долговеч ност ь н екот ор ы х дет алей, подвер женных и зно су тр ением и корр оз ией, одна ко их пр именение огранич е­ н о. В с е п ер еч исJiенные выш е р асч ет ы позволяют о пр ед елит ь л иш ь ср едни й т ехнич еский р есур с. Н ахождение функции рас­ п.ред еления т ехн1 ич еского р есур са эт их э.1 е:У1 ент ов, х от я пр и н­ ц ипи ально и возможно, пр ед ст авляет з н ач ит ельную тр удност ь, и бо тр ебует исслед ования ст ат ист ич еского р а спределения н а­ гру зок и пр оч ност ных свойст в м ат ер иалов. Е сл и пр оект ны й р асч ет над ежност и ( безот казност и) элемен­ т ов пр едст авляет больш ие з атруднения, т о р а сч ет н ад ежно ст и сложных сист е м н а основа н и и показат елей долговеч ност и и н адежност и их элемент ов р азр а б от а н весь;v1 а глубоко и с успе­ хом пр именяет ся в р адиоэлектр о нике. Разр абот анный м атема­ т ич еский а п п ар ат может быт ь пр именен и для м еханич еских си стем . Особенно ц елесообразным предст авляет ся его пр имене­ н ие для сложных конвейер ных сист ем , имеющих большое ч исло и сра внит ельно небольшую номенклат ур у элемент ов. М ет од ы р асч ет а слож ных сист ем, включ ая т еор ию р езервиро­ ва ния, подр обно изложены в [ 3], [ 4], [8] и р яде др угих р абот . Н иже пр иводят ся лишь самые пр о ст ейшие с оот ношения и пр и­ м ер ы их использо ва н ия . В ведем след ующие обознач ен и я : Т0; Тв; P(i) - показат ел и н ад ежност и сист емы; То 1. 2, з; Тв 1, 2. з; Р (i)i, 2, з- показат ел и н адежност и входящих в нее эле м ент ов 1 , 2. 3". т ипо в;

20

ко л ичест во элементо в 1 , 2, 3 . fйnов, вхо­ д ящих в оtст ему. Для невосст анавливаемых элементо в : То 1, 2, 3 . - сред н и й ресурс , а Тв 1, 2, з ... - с р еднее время за м ен ы . Ес ли от казы элементо в независ им ы и от каз каждоrсJ из них п ри во дит к от казу с ист емы, то: n1,

2,

з-

"

"

Пос л едне е р а• венст во ст ано витс я с пр аведливым по ист еч ен и и Нt· кото ро го период а с мом ент а вво да с ист емы в экс плуат ац ию ; однако , его мо жно ис по льзо в ат ь для оц енки То в лю бо й перйод, т ак как по луч енная п р и это м оц ен• ка будет занижена (ош ибка по йд ет в зап ас надежност и). Что бы п р авильно поль зо в ат ьс я п р иведен ны м и выше фо р му­ лами, с· ледует уч есть неодинако вую з а грузку по времени раз­ лич ных эле;\о1 енто в ; по это�1у н а р а бот ка кажJ,о го элемент а до лж­ на быт ь п ривед ен а к н а р а бот ке с ист ем ы. Это мо жно легко с де ­ лат ь, зная от нос ит ельную п ро до лжит ел ьност ь включ ения каж­ до го т ип а элементо в в т еч ен и е ц икла р а бот ы с ист емы, т. е. П В . П ривед ем п ример ис по льзо вания фо рмул р асч ет а н адежно ­ ст и с ло жных с ист ем. До пуст им, на ос но вании о пыт а р асч ет а и экс плуат ац ии како ­ го-то т ип а р едукто ро в уст а но влено , что п р инят ы е м ето ды р асч е­ та и изгото влени я их элементо в о бес печ ивают с ледую щие веро ­ ят ност и безот казно й р а бот ы в т еч ение расч ет но го р ес урс а : 1 ) вала: Pn =0,99; 2) зубчато го ко.1 ес а : Рк = О,96; 3) подш и пн и к а : Рп= О,98. Т1ребуетс я с р авн ит ь по н аJ, ежност и два в а1 р и ант а вновь п ро ­ ект и·руемого редукто р а : двухст упенч ат ый ( 3 в ал а , 4 ко л ес а, 6 под шипнико в ) и т рехст упенчат ы й ( 4 вала, 6 ко л ес , 8 по дшип­ н1 ико в) . По п ри веденно й выше фо р м у.1 е подсчит ываем : для двухсту. пенчато го р едукто р а :

Р2= Р�·Р: · Р� =0,993 ·0,964 • 0,986=0,73;

для т рехст упенч ато го р едукта р а :

Р3 = Р:·Р�·Р�=О,994·0,966·0,988= 0,64. Ес л и учит ы в ат ь от казы то лько по одн о й како й-л ибо п р ич ин е, то мо жно получ ит ь для т ак их от казо в То, Тв и P{t). На п1 ример, 21

м.ож но говорить о � ве роятности отказа п о конструктивной при ­ ч ин е, по п.рич· ине непр авильной экс пл у атаци• и и т. д. Если .д л я какого-ли б о и зд ел и я и звес'!)НО То 1, 2, 3 , Тв 1; 2; З··· или Р1, 2, 3 .•• ( t) д л я отказов п о 1-й, 2-й, 3-й . .. п р ич ин а: м и 11 ре­ бу ется олр ед ели ть То , Тв или Р ( t) д л я отказов по всем прич и ­ на м, т о можно .пользоваться тем• и ж е фор м ул а м и , положив

...

n1=n2=n3 ... =•l.

Н а п р и ме р , п р и изуч ен и и н ад ежности м о стовых кранов кл ас­ сифицировал. и отказы в зависимости от времени в осстановлен и я н а 3 групл ы :

1) i8 lVIpacч, так и лри нагру.з.ках Мтах = = lИ расч ·

Хар а ктер ·и зноса и с коро сть изнашивания зависят, гл авным ·о б р аз·ом, от вел и ч и н ы м а кс и м ал ьн ого м.ом ента .п р.и п уске. Дей­ ствие пускового момента весь м а к·р атковременно. В .виду этого его воздейств.ие за один цикл н агружения испытывают 1часть зу­ .Оьев зубчатых колес. Так ка.к .р а бо ч и й цикл н а гр ужения р едукторо•в н а испыта, тельном стенде повторялся через строго .о п р еделенное время . ( Упр авл ение стендом авто м атизиров а н о) , возможен ·б ыл и такой ·сл у ч ай , ч т о м а кси м ал ь н а я н а гр узка передавалась одними и теми же зубьями. Т а ко м у о бъяснени ю способствует то, что ве­ л и чи н а износа 4-х з а м еряемых зубьев, р асположенных во взаим­ но п е р п ендикул я р н ы х .пл·оскостях, была .р азл ич на. Дл я зубьев зубчатых колес I I - й п а р ы .р азность ·износа зубьев в отдельных с л у ч аях достигала 40-·60 % . В м о м ент пуска м ат е ри ал зубьев испытывает н а ибольшие конт актны е н а п р яжения, о п р едел яе м ы е н е только величиной пус­ ковой н а nр узки, а также являющихся следств.ием возрастания сил трения. Посл еднее п р и водит н е только к у.вел иче!'!ию, но и к перер асп ределению зоны действ·ия н аи б ол ьших касательных н а.п ряжений .в зоне контакта, с гл убины к .повер хност.и, при од­ новременном р осте поверхностн ого н а п р яже н ия. М а кс и м аль ная .н аг1р узка торможен и я и нагрузка уст ановив­ ш егося дв.ижения на с корость изнашивания существенн.о го вли­ яния не оказыв ал и . Пр и действи•и м а кси м ал ьн ы х н агрузок, п р евышающих пас­ портные более чем в 2 р а з а , несмотря н а .их кр атков ременное дейст.в.ие, и м ело м есто заедание на п оверхн ости зубьев. Это п р о­ я nи;юсь .в пролр ессивном износе зубьев ( с м . ф и г. 6 кривые I и I I I , а, в) и п оявл ении р исок з аедания. Уменьшение .п усковой н а грузки, .пр·и м е рно вд•вое, способство­ вало .р езкому у м еньшению скор ости изнашивания п римерно в 1 О �р аз. Х ар а ктер .износа з а в исит от отношения вели ч.ины контак­ тного н ап р яжения пр и дейст.в.и и Mmax-ателей и х н адежности и долговечности н е производился. Это объясняется тем, что конструкторские бюро, п роектирующие пог р уз чики, и з а воды-изготовител и м аш и н до н а стоящего вре­ �1ени н е и м еют необходи м ой и н ф о р м ации о с.р·о ках служrбы узлов и деталей даже по основныл1 сер и й н ы �л м аш и н а м .

40

Не р а з р аботаны м етоды р а счета узлов и деталей п�о грузчи­ ков н а долговечность и н адежность. Для получения инфо р м а ­ ции о н адежности и дол говечности р а боты лог;рузчиков в усло­ виях эксплуатации сбор данных о п р од:ол ж ительност�и испр ав­ ной .р аботы м аш и н, ремонтов, пр остоев должен произв�о диться по единой м етодике. Пол учаемая информ ация должна быть достоверной, п ол ной. непрерывной .и о бр а батываться ло единой форме [4]. Р азличают два вида показ ателей дол говечности м аш и н и их эJiементов: :1 . Контрольные, применяемые п рл ус1юренных стендовых или полигонных испытаниях. 2. ЭкспJiуата.ц ионные. К: первому виду относится ч исл о часов р а боты или циклов нагружения при данном режиме испытаний, ко второму - дли­ те.1ьность ,р а боты до р азрушения в данных условиях эксплуа­ тации, выр аженная в часах, километр а х п р обега, числе пере­ гр) женных тонн груза или числе циклов эксплуатационного н а­ гружения оп редел енной интенсивности. Число циклов н а гружения позвол яет оп.редел ить срок служ­ бы машины или ее элемента как функцию их н а п ряженности. Прн ме.н ение этого н а иболее полезного показ ателя стано.вится во:1можным, когда известн а статистическая х а р а ктеристика н а ­ грузок н а р азличные у з л ы и детали м ашины в типичных усл о ­ в и я х эксплуатации. В соответствии с эти м , исследование долговечности погруз­ ч>Ико.в в.е лось по двум осно·в ным н а п р авл ениям : 1 . Определение номенкл атуры и сроков службы узлов и де­ та.·� ей, явл яющихся причююй отказов и выхода из строя м аш и н . 2 . Выяснение вел ичины и х а р а ктер а р аспредел ения н а грузок нз основные узлы погрузчиков, явл яющиеся причино й отказов, и среднего числ а ц·и к.1ов их н а гружения в единицу р а бо чего времени. И ССJI ЕДОВА Н И Е МА Ш И Н В Э l\С П Л УАТАЦИ О Н Н Ы Х УСЛ О В ИЯ Х

В качестве •О'б ъектов исследования были выбраны серийно выпускаемые отечественной промышленностью а.в топог.рузчики грузоподъем н остью 3 и 5 т и электропогрузчи ки грузоподъем­ ностью 0,75 и 1 ,5 т, р аботающие в .на иболее н а п р яженных ус.п овиях, а именно в морских и речных портах, н а железно­ дорожных станциях, крупных скл адах и промышленных пред­ приятиях. С бор сведений о сроках службы и номен кл атуре быстроиз­ нашиваемых узлов и деталей выбранных типов погрузчиков про­ изводился путем письменного опрос а предприятий с помощью о·н росных л истов ( с м . приложен ие 1 ) , а также посещения п р ед­ приятий, указанных в т а бл ице 1 , и ознакомления с имеющейся 41

на

них документацией о б отказ а х в р аботе .и ремонтах м ашин.

На всех п редпр и ятиях помимо р ассмотрения такой документа­

ции п роводился опрос водителей, р аботающих на погрузчи ках, и 1 ехнического персонал а , вы полняющего их ремонт. Таблица

Объекты обследовани я

АвтопогрузЧИl(И

Предприяти я

�:.; � �=

,...

о. i::

Рязанская товарная Рижская товарная Я росла в екая то.ва,рная П авелецкая товарная Курская товарная Киевская товарная

о = °' = о ::! t'( о = "' Q)

"' .... u

"'= Q) Q) -

� �

-

:а

Холодильник Холодильник

t'( "' "'= :.;

u

· =

NoNo 912

}

1 f

2

(Москва)

-

а

-

(Москва)

а Q) :а

� :а t.: :r

I

No 14

--

-

1

о . 75 т 1 1, 5 т

96

86

--

-

-

-

-

-

8

..

33

!О

6045

;�

1

15 1

--

15 1 102 No 3 3145 21193 202 / 130 1 442 1 254 �

Итого:

5т

18

-

Д"ом"бш

2

(т;т-т;)• тi т

1

0+1

1

о , 1 69

0 , 845

О, 1 55

О , 155

22 , 63

22

+ 0 , 63

0 , 40

0,018

2

1 +2

2

0 , 338

0,713

0 , 287

О, 132

1 9 , 27

20

-0, 73

0 , 53

0 , 028

3

2+3

3

0 , 507

0, 602

0 , 398

о, 1 1 1

1 6 , 21

14

+2,21

4 , 88

0 , 301

4

;)+4

4

0 , 676

0 , 509

0 , 491

0 , 093

1 3 , 58

12

+ 1 , 58

2 , 50

о, 184

5

4+5

5

0 , 845

0 , 430

0 , 570

0 , 079

1 1 , 53

13

--1 , 47

2 , 16

О, 1 87

6

5+6

6

1 ,014

0 , 363

0 , 637

0 , 067

9 , 78

14

-4 , 22

1 7 , 80

1 , 820

7

6+8

8

1 , 35 1

0 , 259

0 , 74 1

О , 104

15, 1 8

17

- 1 , 82

3,31

0,218

8

8+ 1 1

11

1 , 858

о , 156

0 , 844

О, 1 03

15 ,05

10

+ 5 , 05

25 , 50

1 , 694

9

1 1 +15

15

2 , 534

0 , 079

0 , 921

0 , 077

1 1 , 24

11

+0 , 24

0 ,06

0 , 006

10

1 5+ оо

00

00

о

1

0 , 079

1 1 , 53

13

- 1 , 47

2 , 16

о , 187

-

-

-

�

-

1 , 00

146

1 46

-

-

д =4 , 643

Итак, функция р аспределения з а пишется в в иде: F (t) = 1

t

-

е- 7 =

1

-

е-

t

5'92 •

3 э т а п. Р а счет Л для ·п роверки п о критерию Пирсона при­ веден в табл. б. Интервалы о бъединены п о сравнению с табл. 4 с таким р асчетом, чтобы в ·каждом было н е .менее 1 0 в а р и а нтов. Количество .интервалов k = 11 0. Поскольку з а1юн однопа р аметри­ ческий, число степеней свободы r= 10- 1 - 1 = 8. По полученным величинам Л = х2 и 1·, п ользуясь таблицами р аспределения х2, находим : Р =О,8. С огласование следует п ризнать хорошим. Л ИТЕРАТУРА

1. Справочник м а ш иностроителя. Том 1, Ма ш rиз, М., 1 963. 2. В е н т ц е л ь Е . С. Теория вероятностей. Физматrиз, М., 1 962. 3. С м и р н о в Н. В., Д у н и н - Б а ,р к о в с к и й И. В . Курс тео,р ии вероятностей и математической статис1 ики. Издательство «Наука», 1 965. 4. Ш о р Я . Б. Статистические методы анализа и контроля качества и нздежнос1 и. ИздатеJrьство «Советское радио», 1 962. 5. Ш и ш о н о к Н. А., Р е п к и н В. Ф " Б а р в и н с к и й Л. Л. Основы теории надежности и эксллуатацни р а,диоэлектронной техники. :Издателыство «Советское радио», 1 964. 6. Памятка по вопросам надежности промыш ленных изделий, под редак­ цией Шора Я. Б., Издательство «Знание», 1 965. 7. Г н е д е н к о Б. В., Б е л я е в Ю . К., С о л о в ь е в А. Д. Математиче­ ские методы в теории надежности. Издательство «Наука», 1 965.

П р и л ж е н и е )l(урнал эксплуатационных состо я ни й ( страница 1 )

Общие сведения

1. Предприятие

2. Цех

3. Типоразмер

4. Инвентарный №

-----

5. Дата выпуска

6. Дата ввода в эксплуатацию

7. Завод-изготовитель

------

------

8. Заводской номер на з�воде-изrотовителе ----------------------9. Со'Стояние атмоеферы

(темпер., влажн.) -------

! О. Состояние пути

1 1 . Качество монтажа

----- --------

Режим нагрузки

-

------

- · -- - -- - -----·-·--------

�

Обознаqение Основные операции, выполняемые данной машиной

Кра тко е описани е

Механиз\1 подъе\1а

п р одолжительность ния пв

Механизм передвижения тележки 1

J Меха�шз•ы

подъема

Число включений в час а ш ин-1 Механиз м м ния крана ноrо времени 1

1

Относительное по времени

1

!

-

1

МеханИЗ)>I передвижения тележки 1 Кча с

использованиеl к

1

передвиже

С У '!'

· ------- --�---'---

Кг о д

Среднее использов а н и е по грузоподъем ности 94

!1 1 1 1 1 1 ---

Меха низ�1 передвижения крана

•ВКЛЮЧе·

Кгр

�

'р,

Журнал эксплуатационных состоян и й (стр.

2

П риложени е и посл едующи е )

Предприятие

Це х

Типоразмер машины Инвентарный номер

�

Да та наблюдения (rод, месяц, число)

Эк � плуатационнос состояние

Начало

Окончание

1

2

3

4

1

Наработка за время данного состоя ния

1

5

1

1 1

Число ремон· тных рабо чих (при р емонте)

Примечание

6

7

2

'°' °"

Приложение 3

Журнал учета отказов

Предприятие Цех Тип ора зме р машины И нвентарный н омер

дата остановки н а ремонт

1

1

1

Вышедш ие Причины вы, Вид ремон- нз строя хода из строя та ( П П Р , деталей детали аварийный) (узлы) (узлов)

1

2

1

3

4

Продолжительность ремонта

Предп ринятые меры

1

1 1 1

5

1 1 1

1

Качество вновь установленных деталей (узлов)

�часах

6

. ""' 7 "'" '"

J

в часах

1

11 1

1

i 1

ванне """ 8 "'"

Примечание

новая или кто изготовил или произвел после реремонт мента

9

10

1 1

!

11

С ОД Е Р ЖА НИ Е

Стр.

И н ж . П и н е с А. Ю. Основные понятия и показатели надежности и долговечности подъемно-транспортных машин 3 И н ж. 3 о р и н а 3. М. Долговечность редукторов Ц2 .в меха. . . . . . . . . . . низмах передвижения кранов 25 И н ж. М а ч у л ь с к и й И. И. Исследование долговечности ви' 40 лочных поrруЗЧJИКОВ И н ж. И г о ш и н В . А. Исследование эксплуатационной надеж­ ности тросов кранов, установленных .в портах . . . . . . . . . . . . 69 И н ж. П и н е с А. 10 . Методы сбора и обр а ботки эксплуатаци­ онной. информации о надежности и долговечности подъемно-транспорт77 ных машин . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

•

.

ВНИИПТМАШ

Труды, вы п уск 4(68)

НАДЕЖН ОСТЬ и ДОЛ ГО В Е Ч Н О СТ Ь УЗЛ О В и Д ЕТАЛ Е Й nтм

Под общей редакцией к. т. н. Сп и цыной И. О . Редактор ы Портной 3. С. и Пон усов Н. И . Корректор Тульский Ф . П . Сдано в производство 3/V I I I 1 966 г . Л - 1 32 1 37 Объем 6,25 п/л. Тир. 600

Подписано к печати 1 2/Х 1 966 г. Зак. № 1 7 1 3 Цена 84 коп.

Московская типография № 8 Гла вполиrрафпрома Комитета по печ.а ти при Совете Министров СССР, Хохловский пер 7. ,