![](/user_photo/_userpic.png)
книги / Современная теория ленточных конвейеров горных предприятий
..pdfТаким образом, по мере прохождения процесса Хр в реаль ном времени происходит последовательная «вставка» его пауз в процесс a(t) и «растягивание» последнего. Результирующий процесс Y(t) происходит уже в реальном времени, в отличие от исходного a(t).
Как отмечалось выше, взаимодействие результирующего процесса Y(t) с процессами в блоках элементов модели надеж ности конвейера происходит по аналогичной схеме.
Взаимодействие двух переключательных процессов для случая никогда не пересекающихся областей единичного значе ния этих процессов названо умножением процессов. По анало гии с ним назовем рассматриваемую операцию над процессами временным произведением [4], чтобы подчеркнуть протекание этой операции во времени, и обозначим следующим образом:
у(0 = х2(О®*, (0 , |
(9.6) |
где y(t) — результирующий процесс; х\(t) — процесс, подвер гаемый «растяжению» и «вставкам»; х^О) — воздействующий процесс более высокого иерархического уровня, проходящий в реальном времени; ® — временные произведения.
В общем случае аналитическое представление преобразования распределений Fa(t) и Ga(t) в Fy(t) и Gy(t) при заданных распределе ниях Fx{t) и Gx{t) достаточно сложно. Однако общий случай опера ции ® нас не интересует. При операции x(t) = xp(t) ® x„(t) задача облегчается тем, что процесс лгр(г) — детерминированный.
При операции y{t) = xit) ® aj(t) нет необходимости полу чать процесс y(t) в реальном времени: при определении пока зателей надежности ленточного конвейера в целом использу ется произведение входных НП его элементов вида ®, для ко торого не имеет значения, в реальном или «внутреннем» вре мени представлены процессы aj{t). Для нас представляют ин терес не полные величины пауз в процессах x(t) ® aj{t), а толь ко аварийные простои, т.е. части этих пауз, совпадающие с ОЕЗ процесса x(t).
Формирующий их оператор, являющийся частным случаем произведения ® и дающий на выходе исходный процесс а//), но с вырезанными из него отрезками ОЕЗ процесса X(t) обозна чим знаком П [например, y(t) = x(t) П ар)].
Для формирования модели надежности ленточного конвей ера в целом нам понадобится также частный случай оператора П. Обусловлено это следующими причинами.
Все отказы элементов ленточного конвейера, с точки зрения возможности (или необходимости) проведения предупредитель ного технического обслуживания или ремонта по фактическому состоянию элемента, можно разделить на внезапные или посте пенные. К блоку внезапных отказов (БВО) отнесем элементы ленточного конвейера, для которых невозможны или нецелесо образны предупредительные операции, проводимые внепланово
—в зависимости от состояния элемента.
Кблоку постепенных отказов (БПО) отнесем элементы лен точного конвейера, на которых проводятся профилактические операции в зависимости от состояния этих элементов (напри мер, предупредительный ремонт конвейерной ленты ввиду того, что ее внезапный обрыв приводит к значительному ущербу и простоям). При этом считаем, что после появления признаков критического износа элемента (но не предельного износа) в пе риод ближайшего простоя по организационным причинам про изводится предупредительный ремонт. Поэтому, хотя ресурс элемента несколько недоиспользуется, всегда после момента появления признаков критического износа (который условно будем считать моментом отказа) имеется резерв времени до ближайшего простоя, в течение которого рассматриваемый эле мент работает под нагрузкой и не вызывает аварийных простоев ленточного конвейера.
Очевидно, рассматриваемый случай взаимодействия вход ного процесса x(t) с «собственным» процессом элемента ар), имеющего резерв времени, является частным случаем произве
дения П, который обозначим знаком Пр. Диаграмма взаимодей ствия для оператора Пр приведена на рис. 9.11. Условный отказ
элемента происходит в произвольный момент времени в период
ОЕЗ процесса x(t). Но благодаря резерву времени Тре3, который является случайной величиной, равномерно распределенной на интервале [0, трх] (трх — длительность ОЕЗ процесса *(г)), вос становление элемента можно начинать лишь после наступления очередной паузы в НП x(t). При этом периоды между моментами начала периодов тва восстановления элемента (см. рис. 9.11) становятся кратными периодам между паузами в процессе x(t).
Заметим, что один и тот же элемент ленточного конвейера может иметь несколько видов отказов, часть из которых относит ся к БПО, а часть — к БВО. Тогда на структурной схеме модели надежности конвейера элемент должен быть разделен на два.
Используя введенные операторы и обозначения, можно по строить схемы модели надежности ленточного конвейера при различных предположениях о системе его эксплуатации и вза имном влиянии надежности одних элементов на надежность других.
Рис. 9.11. Схема использования резерва времени за счет предупредительного ремонта ленты
На рис. 9.12 приведена модель надежности ленточного кон вейера для случая, когда условно к БПО отнесена лента со всеми видами ее отказов, а к БВО — все остальные элементы конвейе ра (став, привод, загрузочное и натяжное устройства, средства автоматизации) [2]. При этом предполагается, что отказавшие в период Трез другие элементы ленточного конвейера восстанавли ваются только после предупредительного внепланового ремонта ленты, т. е. для восстановления остальных элементов если и возможно использование пауз в процессе x(t), то лишь в той их части, что не занята ремонтом ленты.
г,*с « = W |
- a - '*~W A x„), |
(9.13) |
О Л |
V |
|
а для искомого распределения Fya: |
|
|
Fya(S) = SFa(S)Fp(S), |
(9.14) |
где S — аргумент преобразования Лапласа.
Оператор П отличается от Пр тем, что резерв времени трез в нем не используется. При этом если случайное время восстанов
ления Тва < Трез, |
ЧТО бывает С вероятностью Сга(Трез), то |
тав = тва. Если тва |
> Трез, то в аварийное время одного простоя |
входят время Тре3 и наработка процесса x(t) за время (тва - трез). |
Отсюда по аналогии с формулами для оператора Пр с использо ванием преобразования Лапласа запишем
ф=оо ф
|
0„(S) =G.(S) I |
jG .(v )-b s y F ,« |» + |
|
|
<р=0 |
О |
ф |
|
О |
|
|
где |
Лея ( О = |
] ] К е я |
( т . \х) Ga(v ) ^ ® d x ^ dFx{<p); |
|
|
0 0 0 |
Ф |
<Зусл(тав | *) определяется по аналогии с предыдущим оператором
Пр; B(x) определяется из обращения изображения этой функции по Лапласу,
Ga(S)
а д =
Распределение наработки между отказами F (t) не изме
няется оператором П, поэтому F (t) = Fa(T)
Таким образом, изложенный способ составления модели надежности ленточного конвейера позволяет путем комбиниро вания ограниченного числа типовых операторов, отражающих определенные преобразования надежностных процессов, моде лировать различные условия эксплуатации конвейера и его эле ментов [2]. Предложенная системная модель надежности лен точного конвейера может быть основой и для имитационной компьютерной программы.
9.7. ПРИБЛИЖЕННОЕ ОПРЕДЕЛЕНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЕЖНОСТИ ЛЕНТОЧНОГО КОНВЕЙЕРА НА ОСНОВЕ ИХ ПРЕДЕЛЬНЫХ РАСПРЕДЕЛЕНИЙ
Как установлено выше, распределения интервалов хpi и хBi в рассматриваемых надежностных процессах, происходящих в модели надежности ленточного конвейера, являются кусочно гладкими и состоят из довольно большого числа компонентов. В связи с этим, очевидно, нецелесообразно искать их точные ана литические выражения.
Большинство полученных выше выражений для законов распределения показателей надежности ленточного конвейера являются приближенными и основаны на аппроксимации на дежностных процессов в модели надежности конвейера процес сами с гладкими распределениями, а также на предположении об условной независимости значений интервалов времени в них и одинаковом распределении всех последовательных интерва лов хBi, как и xPj.
Несмотря на такую аппроксимацию, даже при предполо жении об экспоненциальности всех исходных распределений, полученные исходные выражения не позволяют разработать достаточно простую инженерную методику расчета показате лей надежности ленточного конвейера. Поэтому ниже рас сматривается упрощенный способ расчета основного показа
теля надежности, который нас обычно интересует, — стацио нарного коэффициента готовности, основанный на том, что все ранее приведенные формулы базируются на одном выра жении — распределении наработки какого-либо процесса за интервалы времени в другом процессе. Для этого воспользу емся тем фактом, что при определении суммарной наработки 5(0 процесса х(0 за достаточно большой период времени t —> «> можно считать эту наработку, независимо от вида распреде лений F(xр) и G(Ta), имеющей нормальное распределение с математическим ожиданием и дисперсией, равными соответ ственно [1, 3]:
(9.20)
'вх рх
(9.40)
где трх, твх — математические ожидания соответствующих ве личин; стрх, а хх — дисперсии величин трх и твх.
Если нас интересует наработка процесса x(t) (суммарное время восстановления) за период времени t -» «>, то в приведен ных формулах необходимо поменять местами величины трх и т,х. Очевидно, при этом выражение для дисперсии не изменит ся, так как оно является симметрическим относительно ?рх и
Тех-
Рассмотрим математическое ожидание суммы LTbxj, взятой
за большой период времени /. Оно состоит |
из математичес- |
кого ожидания суммы ХТрем, за время (1 - |
т |
t = ------—---- 1 |
|
|
техн |