5S, tpm, lean...

От безопасности сотрудников к эффективному производству

Система ТРМ предназначена для создания эф­фективной производственной системы. Цели, ко­торые преследуются при развертывании системы ТРМ, включают предельно возможное улучшение шести параметров. Четыре из них непосредственно связаны с производством продукции — производи­тельность (Productivity — Р), качество (Quality — Q), себестоимость (Cost — С), сроки поставок (Delivery — D). Два параметра касаются состояния человека —профессиональная безопасность и здо­ровье, окружающая среда (Safety — S) и моральная атмосфера (Moral — М). Иными словами, в про­цессе развертывания системы ТРМ создается сис­тема обеспечения безопасности и здоровья работ­ников и экологического менеджмента, а также сис­тема развития инициативности персонала.

Если проанализировать причины аварий, то можно заметить, что они случались тогда, когда некомфорт­ные условия приводили к нарушению нормального хода работы. Следствием этого становились потери, остановы оборудования и проблемы с качеством про­дукции, терялся ритм налаженной работы.

Соответственно ежедневные действия, направлен­ные на достижение нуля потерь, нуля остановов и нуля дефектов с помощью системы ТРМ, также эффектив­ны и для достижения нуля аварий и нуля загрязнения.

Для построения эффективной системы производ­ства по показателям S и М (система «человек-маши­на») необходимо учитывать следующие аспекты:

• установка безопасного оборудования — это предот­ вращение аварий, спровоцированных агрегатами;

• обучение персонала нормам безопасности — это предотвращение аварий, спровоцированных сры­ вами в его поведении.

Система обеспечения безопасности и здоровья ра­ботников и экологического менеджмента — одно из ключевых направлений ТРМ. Ее развертывание осуще­ствляется синхронно с другими направлениями, напри­мер, с самостоятельным обслуживанием оборудования операторами. Первому шагу (первоначальная чистка) соответствует выявление и устранение отклонений от нормативов состояния окружающей среды и безопасно­сти; второму шагу (принятие мер по источникам загряз­нения и труднодоступным местам) — установка кожу­хов, сеток для обеспечения безопасности и уборка пло-

МЕТОДЫ МЕНЕДЖМЕНТА КАЧЕСТВА ♦ 10'2004

щадок, где находятся машины, контроль всех факторов, влияющих на безопасность рабочих, и т. д.

В ТРМ широко применяется метод покэ-ёка (рока yoke). Его суть — в усовершенствовании используе­мых в процессе производства приспособлений, при­боров и оборудования с целью предотвращения оши­бок оператора, дефектов и травм.

Качество покэ-ёка заключается в предотвращении появления несоответствий и проявляется в следую­щих ситуациях:

1. если при выполнении операции происходит ошиб­ ка, то изделия обрабатываться оборудованием уже не могут;

2. если поступившее на обработку изделие — бракован­ ное, то оборудование не может функционировать;

3. если несоответствие не было устранено, то следу­ ющий процесс не начинается.

Безопасность покэ-ёка заключается в предупреж­дении повреждений и травм и проявляется следую­щим образом:

1. если появляется ошибка в ходе операции, то выпол­ нение следующей операции не может быть начато;

2. если задание по устранению несоответствия было проигнорировано, то следующая операция не на­ чинается.

Еще один эффективный прием из арсенала ТРМ — предназначенная для предотвращения разбрызгивания знаменитая крышка, открывающаяся одним прикосно­вением пальца.

Она представляет собой приспособление, которое может легко открываться и закрываться оператором при проведении чистки, смазки, проверки и обслужи­вания оборудования. Функции крышки должны быть полностью изучены, лишние детали убраны, а конст­рукция изменена таким образом, чтобы ее открывание и закрывание могло быть достигнуто одним действи­ем без завинчивания.

Внедрение системы ТРМ может помочь опреде­лить отклонения в работе оборудования или поведе­нии людей на ранней стадии и избежать аварии путем принятия превентивных мер.

По материалам Энциклопедии ТРМ, Keyword Book, Edited by JIPM, Expanded edition подготовили Л.А. Анисимова, M.B. Балукова

17

НАДЕЖНОСТЬ И БЕЗОПАСНОСТЬ

Анализ

зависимых отказов -важный способ обеспечения безопасности сложных систем

И.З. Аронов

Один из важнейших способов обеспечения безо­пасности сложных систем связан с исследованием так называемых зависимых отказов и, в первую очередь, с анализом отказов по общей причине. Прежде всего рассмотрим основные понятия, связанные с этим ана­лизом. Зависимый отказ — множественный отказ не­скольких элементов системы, вероятность которого не может быть выражена просто как произведение веро­ятностей безусловных отказов отдельных элементов. Отказ по общей причине — вид зависимого отказа, когда одновременный (или почти одновременный) множественный отказ происходит по единой причине.

Зависимость между элементами (системами) может быть вызвана функциональными причинами, имею­щими детерминистскую природу, или возникновени­ем случайных событий, имеющих стохастический ха­рактер и являющихся следствием человеческих оши­бок при проектировании, производстве и эксплуата­ции объекта или неблагоприятных воздействий окру­жающей среды.

Функциональными причинами отказа системы (элемента) являются отказы других систем (элемен­тов). Для устранения источников отказов, вызванных функциональными причинами, требуется устранение отказов как минимум двух элементов: элемента, выз­вавшего зависимый отказ, и элемента, отказавшего вследствие возникновения этой функциональной при­чины. Примерами таких отказов являются отказы центробежного насоса из-за работы на закрытую зад­вижку вследствие неоткрытия арматуры на напоре или шины при несрабатывании предохранителя при коротком замыкании.

Отказ системы также может возникать с времен­ной задержкой после появления функциональной причины, например, при рассмотрении отказа систе­мы вентиляции в качестве функциональной причины. В общем случае условная вероятность отказа системы

при условии возникновения функциональной причи­ны может отличаться от единицы.

Некоторые виды функциональных зависимостей могут быть вызваны регламентными ограничениями или требованиями правил техники безопасности при проведении операций по техническому обслуживанию или ремонту объектов, например, возможен вывод из режима готовности работоспособного оборудования при ремонте смежного с ним оборудования.

Особый класс зависимых отказов вызывается кон­цептуальными проектно-конструкторскими ошибка­ми. Они могут оказывать определяющее влияние на безопасность. Причинами таких зависимостей могут быть:

• неполнота проектного анализа, следствием чего является наличие невыявленных значимых функ­ циональных зависимостей, нарушающих проект­ ные требования;

• проектные ошибки при разработке методов и спо­ собов проверки работоспособности;

• отсутствие или некорректность эксплуатационных инструкций для аварийных режимов, приводящие к осуществлению персоналом неверных алгорит­ мов управления.

В качестве примера рассмотрим возможную при­чину аварии тяжелого бомбардировщика ТУ-22МЗ, которая случилась 9 июля 2004 г. Катастрофа про­изошла при заходе на посадку в 7 км от аэродрома Сольцы. Эксперты предполагают, что одной из при­чин аварии мог быть отказ системы электроснабже­ния. Почему же экипаж не смог воспользоваться сис­темой катапультирования или выровнять курс, а «сва­лился» в штопор? Оказывается потому, что выброс кресла осуществляется пиротехническим зарядом с питанием от системы электроснабжения, а система управления рулями также связана с системой элект­ропитания. И что толку, что электрические цепи име-

МЕТОДЫ МЕНЕДЖМЕНТА КАЧЕСТВА ♦ 1СГ2004

49

НАДЕЖНОСТЬ И БЕЗОПАСНОСТЬ

ют четырехкратное резервирование [1]. Как будет по­казано ниже, отказ по общей причине «съедает» весь запас надежности системы.

Ошибки при эксплуатации, приводящие к зависи­мому отказу, можно разбить на две категории:

1. неадекватное выполнение операции при техни­ ческом обслуживании и ремонте (однотипного обору­ дования в первую очередь), приводящее к отказу каж­ дой единицы оборудования с некоторой условной ве­ роятностью, например, неточная настройка приборов, недозатяжка или перезатяжка шпилек, неполное уда­ ление вредной среды (воздух, вода, масло и т. п.);

2. выполнение ошибочных переключений в ава­ рийной ситуации или предшествующий ей период нормальной эксплуатации. Причиной этого могут быть низкая квалификация персонала, плохая связь (обмен устной и письменной информацией) или оши­ бочные действия персонала вопреки требованиям экс­ плуатационной документации и показаниям конт­ рольно-измерительной аппаратуры, что может быть обусловлено качеством документации или частыми ложными срабатываниями приборов.

Рассмотрим отдельно вопрос о влиянии отказа по общей причине на резервирование. Отказ по общей причине, как это следует из названия, может быть обусловлен воздействием общего для резервируемых элементов фактором (внутреннего или внешнего). К внутренним факторам относят общие конструктив­ные, технологические и прочие внутренние причины, к внешним — воздействия природных явлений и/или деятельности человека, например, землетрясения, по­жары, взрывы, действия террористов и т. п.

В таблице приведен примерный перечень внешних воздействий, способных вызвать отказы по общей при­чине строительных и крупногабаритных конструкций.

При выполнении качественного анализа надежно­сти обычно выделяют три класса групп элементов,

Ударные воздействия Постепенные воздействия

Пожар	Температура
Затопление помещений	Давление
Наводнение	Вибрация
Запаривание помещений	Коррозия
Летящие предметы	Загрязнение
Реактивные струи	Радиационное излучение
Взрывы	Электромагнитное излучение
Гидравлический удар	Помехи в электрических цепях
Колебание труб после разрыва	Живые организмы
Короткое замыкание	Влажность
Землетрясение
Ураган, смерч и т. п.
Падение самолета

подверженных возможности отказов по общей причи­не. Признаками принадлежности групп элементов к тому или иному классу являются следующие:

первый класс — общность конструкции резервируе­мых элементов (при более детальном моделировании возможно выделение в этом классе подклассов, при­надлежность к которым определяется общим изгото­вителем оборудования);

второй класс — размещение резервируемых эле­ментов в одном помещении (или в соединенной меж­ду собой группе помещений);

третий класс — одинаковые для различных эле­ментов процедуры технического обслуживания и/или проверок, которые сопровождаются или могут сопро­вождаться изменением состояния элемента.

Для количественной оценки интенсивностей (ве­роятностей) отказов по общей причине, порожденных нефункциональными причинами, существуют различ­ные модели расчета.

Рассмотрим группу из т одинаковых элементов, подверженных воздействию некоторой общей причи­ны, которая может вызвать их одновременный отказ.

Если наблюдается отказ некоторого элемента из этой группы, то возможны следующие варианты:

• элемент отказал по внутренней причине (не свя­ занной с другими элементами этой группы), веро­ ятность этого события — q_x;

• элемент отказал по общей причине, связанной с еще одним элементом этой группы, вероятность этого события — q₂ и т. д.;

• элемент отказал по общей причине, связанной со всеми оставшимися элементами, вероятность этого события — q_m.

Задача заключается в том, чтобы определить зна­чения этих вероятностей отказов по общей причине для оценки вклада в общую вероятность отказа.

Сложность проблемы анализа отказов по общей причине породила множество методов их расчета [2, 3]. Ниже рассмотрены некоторые из них.

1. Модель базового параметра использует статисти­чески оцениваемые вероятности отказов по общей причине q_k (1< k < т) определенных к элементов в группе из т элементов, подверженных воздействию этой общей причины.

Эти значения вероятностей оценивают по данным эксплуатации объектов-аналогов по формуле

Qk=n_k/N_k, (1)

где п_к — число событий, при которых к элементов одновременно находились в неработоспособном со­стоянии;

N_k — число требований на срабатывание любого из к рассматриваемых элементов в группе из т элементов.

Если предположить, что сформировано v требова­ний на срабатывание, то

50

МЕТОДЫ МЕНЕДЖМЕНТА КАЧЕСТВА ♦ 10'2004

где Q^k — биномиальный коэффициент, характеризу­ющий число способов получения подгруппы из к эле­ментов в группе из т элементов.

Таким образом, из последнего выражения и фор­мулы (1) следует, что

q_k=n_klciv. (2)

Выражение (2) предполагает, что данные по на­дежности собираются по всем v требованиям с конт­ролем состояния группы из т элементов.

Общая вероятность отказа q₀ любого элемента из рассматриваемой группы элементов, подверженных отказам по общей причине, рассчитывается по фор­муле

(3)

к=\

где С_т_[ — биномиальный коэффициент, характери­зующий число различных вариантов отказа данного цемента в группе из т элементов.

Рассмотрим простейший пример. Пусть группа элементов, на которые воздействует общая причина, состоит из трех единиц (т = 3). Назовем эти элемен­ты А, В и С. Следовательно, вероятности отказов по общей причине элемента А равны:

• в случае действия внутренней причины элемента А: д_А = q_x\

• в случае действия общей причины, связанной с двумя элементами А и В: q_AB = q₂',

• в случае действия общей причины, связанной с двумя элементами А и С: q_AC = q₂',

• в случае действия причины, связанной с тремя элементами А, В и С: <?двс ⁼ <7з-

Тогда отказ элемента А обусловлен наступлением следующих несовместных событий: отказом элемента А по внутренней причине или отказом элемента А по общей причине с элементом В, или отказом элемента А по общей причине с элементом С, или отказом элемента А по общей причине с элементами В и С. Следовательно, общая вероятность отказа элемента А:

% = Як + 4ав + 9ас + ?авс = Я\ + 2ft + Яь (4) что непосредственно вытекает из формулы (3).

Последнее выражение показывает, насколько ва­жен учет отказов по общим причинам. Дело в том, что при автономных испытаниях на надежность эле­мента А оценивается собственно надежность элемен­та, без учета влияния общей причины, действующей на элементы группы, т. е. оценивается значение q_A = = <?i, которое принимается в качестве общей вероят­ности отказа q₀ элемента А. В дальнейшем на основе этого значения формируются последующие управлен­ческие решения — поставка запасных частей, страте­гии технического обслуживания и ремонта и т. п. На практике же оказывается, что реальная вероятность отказа q₀ элемента А за счет действия общей причины

много выше значения вероятности отказа по внутрен­ней причине <?|.

Модель базового параметра обеспечивает наиболее простой и точный способ расчета вероятностей отка­зов по общей причине и наиболее предпочтительна при наличии представительной статистики по отказам по общей причине.

2. В модели р-фактора и некоторых других исполь­зуется предположение о наличии пропорциональной зависимости между отказами по общей причине и не­зависимыми отказами, определяемой на основании эксплуатационной статистики. Их основным общим принципиальным недостатком является недоказан­ность этого предположения, особенно для систем, имеющих разную степень защиты против отказов по общей причине. Использование таких моделей может привести к значительным ошибкам. В то же время эти модели удобны при недостатке статистической информации по отказам по общей причине, так как позволяют использовать эксплуатационную статисти­ку по независимым отказам рассматриваемых элемен­тов, которая обычно более представительна, чем ста­тистика, необходимая для использования модели.

Модель р-фактора наиболее грубая и в то же время простая, поэтому ее можно рекомендовать для оценоч­ных расчетов. Простота модели объясняется использо­ванием двух параметров р и q₀. Параметр р равен отно­шению вероятности отказа элемента по общим причи­нам к полной (общей) вероятности его отказа.

Этот метод расчета предполагает, что при наступ­лении отказа по общей причине все элементы группы отказали. Поэтому все вероятности q_k, кроме q^ и q_m, полагают равными нулю. Таким образом,

Я_т ⁼ Р Яо- Я\ = (1 - Р) <7о.

Учитывая, что общая вероятность отказа элемента равна q_Q, следовательно

Р = <7« / (91 + Ят)-Таким образом,

9k=\0,

2<k<m;

10,

= т.

Введение отказов по общим причинам в модель количественного анализа надежности (в дерево отка­зов) осуществляется следующим образом:

• определяется число воздействующих на этот эле­ мент анализируемых общих причин;

• для каждой моделируемой общей причины опреде­ ляется полный набор элементов, подверженных ее воздействию;

• для каждой общей причины строится фрагмент де­ рева отказов элемента, который включает соеди­ ненный через логический оператор «ИЛИ» пол­ ный набор отказов данного элемента по общей

I

МЕТОДЫ МЕНЕДЖМЕНТА КАЧЕСТВА ♦ Ю'2004

НАДЕЖНОСТЬ И БЕЗОПАСНОСТЬ

причине совместно с любой возможной комбина­цией отказов других элементов, подверженных воздействию рассматриваемой общей причины; • фрагменты дерева отказов элементов для каждой общей причины соединяются между собой с помо­щью оператора «ИЛИ» со всеми независимыми от­казами элементов.

Описанный способ отображения отказов по общей причине на дереве отказов является универсальным |.ш любой системы [2, 3].

Пример. Оценим степень снижения надежности (нсроятности безотказной работы) системы, состоя-шей из двух однотипных элементов (датчиков, пере-кнощих сигнал на исполнительные устройства), со­единенных параллельно.

			f		г-			-|
				-
	-				>-
Pi а						б	Р2

I'i'i. 1. К расчету вероятности безотказной работы системы с отказа­ми по общей причине: а — параллельное соединение датчиков; " последовательно-параллельное соединение за счет введения фик-ii'.iroro элемента f, моделирующего отказ по общей причине

Исходная система представлена на рис. 1а. На рис. 2а изображено дерево отказов для этой системы it предположении, что отказы элементов независимы. Очевидно, что два события — отказы элемента 1 и )лемента 2 соединены с вершинным событием с помощью оператора «И» (см. рис. 2а).

Отказ системы

Отказ системы

I'lk' 2. Дерево отказов системы из двух элементов, моделирующее ■ чк.13 по общей причине: а — отказ системы при параллельном со-.'Iмнении датчиков; б — отказ системы с последовательно-параллель-|| i ■-■ соединением датчиков за счет введения фиктивного элемента/ М'полирующего отказ по общей причине (отказ 1, 2)

Пусть вероятность безотказного срабатывания каж­дого из датчиков равна P_t = 0,999 (/ = 1, 2).

Тогда вероятность безотказной работы системы P_ci определяется как

Р_е1 = 1 - (1 - Л) (1 - Р₂) = 1 - (1 - 0,999)² = = 0,999999.

Рассмотрим, как изменится дерево отказов для случая, когда для элементов возможен отказ по общей причине. В соответствии с правилом построения де­рева отказов для элементов с отказами по общей при­чине на нем дополнительно следует отразить новое событие — отказ по общей для элементов 1 и 2 при­чине, который через оператор «И» соединен с вер­шинным событием (см. рис. 26).

Анализ этого дерева событий показывает, что ему соответствует новая структурная схема: два элемента соединены параллельно и к ним последовательно подсоединен фиктивный элемент, вероятность отказа которого тождественно равна вероятности отказа по общей причине (см. рис. 16). Отсюда немедленно сле­дует, что надежность реальной системы (т. е. с учетом отказов по общей причине) резко упала, так как веро­ятность безотказной работы последовательной систе­мы не больше, чем значения вероятности безотказной работы ее элементов.

Оценим это снижение надежности, полагая, что вероятность отказа по общей причине Q_d =10~³.

В этом случае вероятность безотказной работы системы

Р_с2 = [1 - (1 - />,) (1 - Р₂)\ (1 - Q_d) = = 0,999999 • 0,999 = 0,9990.

Сопоставляя значения Р_с] и Р_с2 можно сделать вы­вод, что из-за отказа по общей причине реальная без­отказность системы может уменьшиться на три (!) по­рядка по сравнению с проектной.

Данный пример показывает, что реальное повыше­ние безотказности и соответственно безопасности продукции из-за наличия отказов по общей причине связано не с увеличением числа резервных элементов, а с исключением факторов, приводящих к отказам по общей причине.

Таким образом, основной путь повышения безот­казности и безопасности систем связан не столько с увеличением числа резервных элементов, сколько с борьбой с отказами по общей причине. На практике для уменьшения вероятности отказа систем по общей причине применяются:

• физическое разделение резервируемых элементов;

• разнотипность резервируемых элементов.

Физическое разделение обеспечивает устойчивость резервируемых элементов к одновременному отказу по общей причине. Инженерно-физическое разделе­ние достигается размещением резервируемых элемен­тов в разных помещениях (шкафах), путем создания физических барьеров, например, экранов, огнеупор­ных перегородок, раздельных проводок и т. п., что

МЕТОДЫ МЕНЕДЖМЕНТА КАЧЕСТВА ♦ 10¹2004

обеспечивает сохранение работоспособности отдель­ных резервных элементов при отказе одного из них.

Разнотипность резервируемых элементов подразуме­вает применение разных по принципу действия эле­ментов, предназначенных для выполнения одних и тех же функций. Например, во взрывоопасных химических производствах источником аварий может быть прекра­щение подачи электроэнергии. Для повышения безо­пасности устанавливается автономный источник элек­троснабжения (генератор с двигателем внутреннего сгорания и аккумуляторные батареи с соответствующей аппаратурой). В пассажирских самолетах предусматри­ваются аварийные источники питания для обеспечения полета в случае отказа основных генераторов.

Аналогичные подходы применяют на АЭС для обеспечения бесперебойного питания для собствен-

ных нужд. Отсечная арматура блочных технологиче­ских установок сбора и транспортировки нефти, отсе­кающая нефтегазоконденсатный поток в случае отка­за установки, может иметь ручной, электрический и пневматический привод. Возвращаясь к печальному примеру с бомбардировщиком, можно предположить, что коренной причиной аварии стали ошибки проек­тирования, связанные с нарушением указанного принципа обеспечения безопасности при наличии от­казов по общей причине.

Для того чтобы избежать ошибок при проекти­ровании при наличии отказов по общей причине проводят экспертизы безопасности, в рамках кото­рых осуществляется проверка полноты реализации принципов обеспечения безопасности, заложенных в проект.

СПИСОК ИСПОЛЬЗОВАННОЙ ЛИТЕРАТУРЫ

1. Дюпин С. Бомбардировщику не хватило электричества // Коммерсант!.. — 13 июля, 2004. - № 125.

1. Самойлов О.Б., Усынин Г.Б., Бахметьев А.М. Безопасность ядерных энергетических установок. — М: Энергоатомиздат, 1989.

2. Александровская Л.Н., Аронов И.З., Елизаров И.А. и др. Статистические методы оценки безопасно­ сти сложных технических систем. - М.: Логос, 2001.

ЭТИ КНИГИ ВЫ МОЖЕТЕ ПРИОБРЕСТИ

в РИА «СТАНДАРТЫ И КАЧЕСТВО» и в книжном магазине «Бизнес-Книга»

ПРОСТРАНСТВО

ДОКТОРА

ДЕМИНГА

Индекс-21170 Цена — 150 р.

нижный магазин «Бизнес-Кн иг а »

находится по адресу: Москва, ул. Тверская, д. 12, стр.2 (вход с Козицкого переулка)

РИА

«СТАНДАРТЫ И КАЧЕСТВО»

Адрес:

Москва, 115088

2-я ул. Машиностроения,

д. 17а, стр. 1.

Адрес для переписки:

Москва, 115114, а/я 21

Тел.: (095) 506 8029, 177 8768, 7716652

Факс:(095)177 8467, 771 6653

E-mail: podpiska@mirq.ru

Интернет-магазин:

www.mirq.ru, www.stq.ru

ПРОСТРАНСТВО ДОКТОРА ДЕМИНГА

Г.Р. Нив. — М.: РИА «Стандарты и качество», 2003. — 152 с, илл. В 2-х книгах. Книга 2/ Пер. с англ. канд. техн. наук Ю.П. Адлер и канд. техн. наук В.Л. Шпера (Билиотека Всероссийской органиции качества)

Во второй книге Генри Нива — близкого друга и коллеги Эдвардса Деминга, которого многие специалисты считают «отцом японского экономического чуда», рассматриваются вопросы практического применения 14 пунктов (принципов) программы доктора Деминга для менеджмента.

Философия менеджмента доктора Деминга, воплощенная в этих основных пунктах, позволила выработать совершенно новый взгляд на бизнес как средство реализации возможностей и способностей каждого человека. Цель книги — дать возможность российским менеджерам более глубоко познакомиться с фундаментальными положениями нового менеджмента и оценить его мощный потенциал.

Книга предназначена для руководителей высшего звена во всех сферах деятельности.

МЕТОДЫ МЕНЕДЖМЕНТА КАЧЕСТВА ♦ 10'2004

_Э.Э

_г

ОХРАНА ОКРУЖАЮЩЕЙ СРЕДЫ ОТ ВЫБРОСОВ ПРОМЫШЛЕННЫХ ПРЕДПРИЯТИЙ

УДК 502.004.12

Э. М. Соколов, д-р техн. наук., проф., А. А. Кузнецов, д-р техн. наук., проф., А. М. Лебедев, д-р техн. наук, проф., Тульский государственный университет

Основные принципы построения системы управления качеством окружающей среды на предприятии

Федеральным законом "О техническом регули­ровании", вступившим в силу в июне 2003 г., пре­дусмотрено внесение в технические регламенты предприятий обязательных требований, соблюде­ние которых обеспечивает охрану окружающей среды. Поэтому необходимой становится разра­ботка системы управления охраной окружающей среды предприятия, соответствующей требова­ниям к контролю и системе управления окружаю­щей средой, сформулированным в международных стандартах серии ИСО 14000.

Косновным элементам системы управленияокружающей средой относятся:

— политика в области охраны окружающей среды;

• цели и задачи;

• программа охраны окружающей среды;

• структура организации и порядок выполне­ ния своих задач;

• обучение персонала вопросам охраны окру­ жающей среды;

• оценка воздействия производственных про­ цессов на окружающую среду;

• корректирующие и предупреждающие дей­ ствия.

При рассмотрении этих элементов становится очевидным их сходство с элементами системы ка­чества (стандарты серии ИСО 9000), что позволяет организации внедрить эти две системы одновре­менно путем совместного использования сходных элементов. Система управления охраной окру­жающей среды (СУОС) на предприятии, таким об­разом, может быть определена как функциональ­ная подсистема управления предприятием.

Одним из наиболее важных принципов по­строения и функционирования СУОС является принцип системного подхода. Он выражается в том, что на основе программно-целевого управле­ния осуществляется комплекс взаимосвязанных мероприятий, направленных на создание условий для экологически безопасного производства.

В процессе функционирования системы управ­ления охраной окружающей среды устанавливает­ся степень соответствия фактического состояния окружающей среды требуемому, выясняются при­чины, закономерности возникновения потенци­альных опасностей, формулируются проблемные ситуации и отыскиваются возможные пути их ре­шения. Результаты анализа и прогноза состояния окружающей среды служат основой для выработки эффективных управленческих решений. Внедрение системы управления окружающей средой, соответ­ствующей требованиям международных стандартов, приведет к повышению экологической эффектив­ности предприятия. В целом, система управления окружающей средой является средством, даю­щим предприятию возможность достичь того уровня экологической эффективности, который оно само себе установило, и систематически кон­тролировать его.

Технологические процессы, как правило, со­провождаются выделениями загрязняющих ве­ществ, например, в форме сбросов в водоемы или выбросов в атмосферу. В связи с этим возникает проблема контроля за выбросами предприятий с целью поддержания значений их масштабов в рам­ках предельно допустимых выбросов (ПДВ) или последовательного снижения их объемов. При данном подходе критерием разладки технологиче­ского процесса по экологическому фактору явля­ется превышение значений ПДВ. Параметры вы­бросов загрязняющих веществ непосредственно связаны с условиями протекания технологическо­го процесса, что дает возможность контролировать выбросы путем измерения параметров процесса или, по крайней мере, выяснить, чем выбросы обусловлены.

Для достижения целей системы управления ох­раной окружающей среды, как правило, достаточ­но определить и измерить входные и выходные па­раметры, сравнить их значения с номинальными режимами и определить факторы технологическо­го процесса, изменение которых стало причиной обнаруженных отклонений. Входными величина­ми (факторами) процесса при решении задачи контроля за воздействием технологического про-

БЕЗОПАСНОСТЬ ЖИЗНЕДЕЯТЕЛЬНОСТИ, № 9, 2005

цесса на окружающую среду могут быть длитель­ность отдельных технологических операций, со­став сырья, а также такие характеристики, как тем­пература, влажность, давление и другие физико-хи­мические параметры процессов производства, влияющие на интенсивность выбросов загрязняю­щих веществ. Выходными параметрами являются концентрации и валовые объемы загрязняющих ве­ществ, входящих в состав выбросов предприятия, интенсивность источников выбросов.

Следует отметить, что контролируемые пара­метры процесса являются случайными величина­ми, на значения которых влияет ряд факторов. Для анализа таких величин необходимо использовать статистические методы. Последнее обуславливает необходимость применения статистических мето­дов для контроля качества воздействия предпри­ятия на окружающую среду, например, методов достаточно хорошо разработанных в теории ква-лиметрии, на основании которой можно постро­ить алгоритм контроля воздействия технологиче­ского процесса на окружающую среду, предусмат­ривающий:

1. Определение входных и выходных величин процесса на основе анализа технологического рег­ ламента и томов ПДВ для данного предприятия.

2. Определение нормальных значений рабочих характеристик процесса (или номинальных харак­ теристик входных и выходных величин процесса) на основе методов анализа случайных процессов и планирования экспериментов.

3. Выбор множества параметров для реализации процесса текущего контроля.

4. Текущий контроль качества с целью обнару­ жения отклонений текущих значений от нормаль­ ных режимов на основе составления и анализа контрольных карт для выбранных переменных процесса.

5. Выявление природы источника отклонений (ошибка измерения, случайные отклонения, сбой в производственном процессе, человеческий фактор).

6. Локализацию и идентификацию возможных источников разладки производственного процес­ са, вызывающих отклонения. (Здесь важно досто­ верно выяснить, что является причиной разладки — человеческий или техногенный фактор).

7. Оценку возможных последствий разладки процесса, прогноз дальнейшего развития ситуа­ ции. Производится также оценка возможного эко­ логического ущерба.

8. Принятие решения о дальнейших действиях. Рассмотрим подробнее основные этапы.

1. Определение входных и выходных парамет­ров процесса проводится на основе анализа техно­логического регламента и томов ПДВ для данного

предприятия. Далее для каждого входного фактора (параметра технологического процесса) необходи­мо определить степень его влияния на выходные характеристики процесса (параметры источников сбросов и выбросов), исходя из имеющейся ин­формации, данных экспериментальных или на­турных наблюдений или из оценок экспертов. Ре­зультатом будет ряд входных факторов, проран-жированный по степени влияния на выходные характеристики процесса, который определяет по­следовательность поиска причины ухудшения влияния предприятия на окружающую среду.

2. Определение нормальных значений рабочих характеристик процесса (или номинальных харак­ теристик технологических параметров и парамет­ ров источников выбросов и сбросов загрязняющих веществ на предприятии) с использованием мето­ дов анализа случайных процессов и планирования экспериментов. При определении номинальных режимов для контролируемых параметров анали­ зируется временной ряд, соответствующий отла­ женному технологическому процессу, для которого рассчитываются математическое ожидание, сред­ неквадратичное (стандартное) отклонение (СКО) ст и корреляционная функция.

3. Определение способов и параметров ведения текущего контроля характеристик источников вы­ бросов и сбросов загрязняющих веществ предпри­ ятия с помощью методов математической стати­ стики и квалиметрии.

4. Текущий контроль качества с целью обнару­ жения отклонений данных натурных наблюдений от номинальных режимов на основе составления и анализа контрольных карт для выбранных пере­ менных процесса.

Состояние процесса целесообразно оценивать на основе двух типов контрольных карт: карты для контроля среднего значения характеристик (Х-карты) и карты для контроля разброса значе­ний (карты среднеквадратичных отклонений вы­борок или S-карты). Для построения контрольных карт периодически проводят несколько последо­вательных измерений контролируемого параметра выбросов, из полученных значений х,- параметра формируют выборку (массив значений параметра). Объем выборки п и периодичность измерений оп­ределяют с учетом особенностей технологического процесса и трудоемкости метода измерений. Вы­борке присваивают порядковый номер для ее учета и по ее информации вычисляют математическое ожидание (выборочное среднее значение) изме­ряемой величины

1

п

^тх = Z. Z X,

1=1

БЕЗОПАСНОСТЬ ЖИЗНЕДЕЯТЕЛЬНОСТИ, № 9, 2005

и выборочное стандартное отклонение

а =

Полученная в каждой выборке информация отображается в виде точки на координатной плос­кости контрольных Х- и S-карт. На обеих кон­трольных картах абсцисса точки (по горизонталь­ной оси) равна порядковому номеру выборки, а ордината точки (по вертикальной оси):

значению выборочного среднего для Х-карты (по этой карте контролируется отклонение теку­щих средних значений параметров от номиналь­ных режимов процессов);

значению выборочного стандартного отклоне­ния для S-карты (по этой карте контролируется от­клонение степени рассеяния значений параметра относительно выборочного среднего от номиналь­ных значений допуска (стандартного отклонения а для этого параметра).

Центральная линия любой контрольной карты проведена через значение, равное номинальному среднему значению контролируемой характери­стики процесса. Нанесенные на карты точки, со­ответствующие отдельным выборочным значени­ям, соединяют между собой (см., например, рис. 1). Используемые при расчетах выборки должны про­изводиться с временным интервалом не меньше величины, которая определяется при номиналь­ных режимах на основе технологических характе­ристик и значений корреляционных функций кон­тролируемых параметров процесса.

5. Качественный анализ природы обнаруживае­мых отклонений (случайные отклонения, разладка производственного процесса и т. д.) проводится с помощью периодически обновляемых контроль­ных карт.

Для анализа обнаруживаемых отклонений зна­чений выходных переменных (параметров выбро­сов) область контрольной карты над центральной линией и под ней делится на три зоны воображае­мыми прямыми, параллельными центральной ли­нии номинальных режимов. Зона А расположена на расстоянии от 2 до За по обе стороны от цен­тральной линии (а — стандартное отклонение от номинальных режимов), зона В — на расстояние от а до 2а, а зона С расположена по обе стороны от центральной линии на расстоянии не более 1а (на Х- и S-картах штриховыми линиями обозначе­ны зона За).

Предполагается, что наблюдаемые отклонения не случайны, а обусловлены разладкой технологи­ческого процесса при выполнении одного из кри­териев (на любой контрольной карте):

• девять точек находятся в зоне С или за ее пределами (с одной стороны от центральной ли­ нии). При выполнении данного критерия (т. е. ес­ ли обнаружено на контрольной карте указанное расположение точек) предполагается возможность изменения среднего значения контролируемого параметра процесса в целом;

• две из трех расположенных подряд точек по­ падают в зону А или выходят за ее пределы. Этот критерий служит предупреждением о начинаю­ щейся разладке процесса;

• шесть точек монотонного роста или сниже­ ния расположены подряд. Выполнение этого кри­ терия сигнализирует о сдвиге среднего значения процесса вследствие износа оборудования, изме­ нения качества или состава используемого сырья и т. п.;

• восемь точек подряд попадают в зоны В, А или выходят за контрольные пределы, по обе стороны от центральной линии (без попадания в зону С). Вы­ полнение этого критерия связано с тем, что вы­ борки подвержены влиянию различных факторов, и свидетельствует о нарушении стабильности управления технологическим процессом.

6. Для отклонений, обусловленных разладкой производственного процесса, необходимо опреде­ лить наиболее вероятный параметр технологиче­ ского процесса, связанный с обнаруженным от­ клонением, и источник его незапланированного изменения. С этой целью после обнаружения не­ случайного отклонения характеристик процесса проводятся синхронизированные измерения вы­ ходного параметра, по которому обнаружены от­ клонения, и входного фактора, т. е. предполагае­ мой причины этой разладки. При наличии несколь­ ких возможных причин отклонений проводят от­ дельный анализ всех этих причин в соответствии с ранжированным рядом влияния на отклоняющую­ ся характеристику выбросов.

Для идентификации причины отклонения про­водится корреляционный или регрессионный ана­лиз информации диаграммы рассеяния, на которую нанесены данные синхронизированных измерений. В первом случае рассчитывается коэффициент кор­реляции входного и выходного параметров, при этом можно считать, что существует связь между измеряемыми величинами при значениях коэф­фициента корреляции, больших 0,7. Следователь­но, при соответствующей корректировке значений данного фактора возможно устранение обнару­женных отклонений значений выходной характе­ристики источников выбросов и сбросов загряз­няющих веществ.

7. Оценка возможных последствий разладки процесса, прогноз дальнейшего развития ситуации

БЕЗОПАСНОСТЬ ЖИЗНЕДЕЯТЕЛЬНОСТИ, № 9, 2005

Таблица 1

	Контролируемые входные		и выходные параметры
Вход/выход	Параметр	Обозна­чение	Ед. изм.	Диапазон номинальных значений	Место отбора проб
Вход Вход Вход Выход Выход	Температура обжига кирпича-сырца Относительная влажность в сушилке Статическое давление перед дымососом Выброс СО Выброс NO	Т\ W Р Gl Gl	'С % кг/м2 г/с г/с	700...680 60...80 -15...-25 3,557...5,08 0,115...0,489	Зона обжига туннельной печи В канале сушилки Трубопровод отсоса дымовых газов Труба Труба

(при этом могут быть использованы методы экс­пертных оценок, деревья решений, нейросетевые алгоритмы, экспертные системы). Производится также оценка возможного экологического ущерба.

8. Принятие решения о дальнейших действиях, например, корректировка параметров технологи­ческого процесса, изменение состава или структу­ры технологического процесса, дальнейшее на­блюдение с целью сбора дополнительных данных.

Рассмотрим процедуру управления качеством воздействия предприятия на окружающую среду на примере технологического процесса производ­ства кирпича. Описание контролируемых входных и выходных параметров приведено в табл. 1.

Для каждого из контролируемых параметров проводится 50 наблюдений. Интервал наблюдений должен содержать в себе хотя бы один производ­ственный цикл. Вагонетки с кирпичом загружают­ся и выгружаются из туннельной печи раз в 2 ч. На один цикл должно приходиться не менее 10 наблю­дений. Таким образом, проводить наблюдения це­лесообразно не реже чем каждые 120/10 = 12 мин. По результатам измерений для каждого измеряе­мого параметра получаем временной ряд номи­нальных характеристик, результаты анализа кото­рых приведены в табл. 2. Для определения перио­да, через который корреляция между измерениями становится незначимой, используются автокорре­ляционные функции.

Таблица 2 Номинальные характеристики контролируемых параметров

Таблица 3 Корреляционная матрица контролируемых параметров

	Tl	W	P	Gl	Gl
Л	1,00	-0,32	0,57	0,56	0,65
W	-0,32	1,0	0,06	-0,27	-0,50
р	0,57	0,06	1,00	0,31	0,30
Gl	0,56	-0,27	0,31	1,00	0,71
Gl	0,65	-0,50	0,30	0,71	1,00

Для реализации текущего контроля целесооб­разно проводить измерения не чаще, чем через со­ответствующий период коррелированности. При текущем контроле воздействия на окружающую среду составляются контрольные карты для выход­ных характеристик процесса Gl и G2, поэтому из­мерения параметров выбросов Gl и G2 проводятся с периодичностью, соответственно, не менее 1 ч и 2 ч 10 мин.

По результатам текущего контроля формирует­ся корреляционная матрица измеренных характе­ристик процесса (табл. 3). Абсолютные величины коэффициентов корреляции между входными и выходными характеристиками говорят о вероятно­сти того, что возможная разладка выходного пара­метра процесса вызвана отклонениями в соответ­ствующем входном параметре. Поэтому при обна­ружении отклонений, например, в параметре Gl необходимо искать ее причину среди входных факторов в последовательности: 71, Р, W.

Таблица 4 Контрольные пределы для входных и выходных параметров

Пара­метр	Число изме­рений	Среднее значение	ско	Период коррели-рованно-сти	Перио­дичность измере­ний, мин
Л W Р Gl Gl	50 50 50 50 50	690,2259 69,9046 -20,1220 4,0309 0,2854	2,870525 2,831167 1,483907 0,694541 0,097175	8 5 2 6 13	80 50 20 60 130

Параметр	Х-карта		S-карта
	LCL	UCL	LCL	UCL
п W Р Gl Gl	686,429 65,981 -22,179 3,074 0,146	694,022 73,827 -18,064 4,925 0,424	0,00 0,00 0,00 0,00 0,00	5,594 5,880 3,050 1,356 0,206

БЕЗОПАСНОСТЬ ЖИЗНЕДЕЯТЕЛЬНОСТИ, № 9, 2005

Для определения контрольных пределов ис­пользуются выборки объемом п = 5. Также необ­ходимо вычислить среднеквадратичные отклоне­ния для каждой выборки. Контрольные пределы рассчитываем для двух типов карт: Х-карт и S-карт. Расчетные значения контрольных преде­лов приведены в табл. 4, где LCL, UCL — соответ­ственно нижний и верхний контрольные пределы (нижняя и верхняя границы зоны А, выход значе­ний контролируемого параметра за эти границы сразу сигнализирует о нарушении нормального протекания процесса). Нижний и верхний кон­трольные пределы изображают на контрольных картах в виде горизонтальных линий.

Этап текущего контроля качества заключается в составлении и анализе контрольных карт выход­ных характеристик процесса. После очередного измерения проводится автоматическая проверка критериев обнаружения разладки процесса, для чего составляются Х-карты и S-карты. На рис. 1 приведены контрольные карты для параметра Т\ (номинальный режим). Обработка информации контрольных карт проводилась в математическом пакете Statistica 6 (модуль контроля качества Qual­ity Control Charts). Ниже приведено краткое опи-

сание графиков контрольных карт и результатов их анализа, построенных в процессе вычислитель­ного эксперимента (см. рис. 1):

1. X-bar (Х-карта) — контрольная карта средне­ го значения параметра процесса.

2. Std. Dv. (S-карта) — контрольная карта сред­ неквадратичного отклонения значений параметра процесса.

3. Individual Plot (индивидуальный график) — на карте отображаются все наблюдения, сгруппи­ рованные по выборкам.

4. Normal Probability Plot (нормальный вероят­ ностный график) используется для оценки распре­ деления вероятностей переменной, т. е. близости этого распределения к нормальному. Зависимость между значениями, соответствующими выбранной переменной, и "ожидаемыми от нормального рас­ пределения" изображается на диаграмме рассеяния.

5. Capability Plot — диаграмма, на которой ото­ бражаются номинальные характеристики процес­ са и значения контрольных пределов.

1. Capability Histogram — гистограмма наблюде­ ний, на которой отображаются также верхний и нижний контрольные пределы.

2. 

SixGraph X-bar and S Chart: T1

X-bar 690,23 (690,23); Sigma: 2,8488 (2.8488); n: 5,

694,05

690.23

686,40

3 2

123456789 10Std.Dv.: 2,6779 (2,6779); Sigma: ,97206 (.97206); n: 5,

Normal Probability Plot

688 690 692 694 696Capability Plot

5,5940

Within SD: 2,849; Cp: ,3359; Cpk: ,3359 Overall SD: 2,871; Pp: ,3333: Ppk: .3333 LSL: 687,4; Norn.: 690,2; USL: 693,1

2.6779 _wmn

Overall

Spec.

С⁰⁰⁰⁰ Lirnte

— •— ^ —;— * —: — ; i — .—i

10

Individual Plot X-bar: 690,23 (690,23); Sigma: 2,8488 (2,8488); n: 5,

678 680 682 684 686 688 690 692 694 696 698 700 702

	20
694,05	15
690.23	10
686,40	5

8 9 10

Capability Histogram -3,*S LSL Nominal USL +3,*S

{	f	1	Д		A
... A. ..	...1.	A				t	.* »... .
			}
1		Д			■	>
		•,._„.„			----•4--=^

678 680 682 684 686 688 690 692 694 696 698 700 702

Рис. 1. Контрольные карты для параметра 71: номинальный режим БЕЗОПАСНОСТЬ ЖИЗНЕДЕЯТЕЛЬНОСТИ, № 9, 2005

SixGraph X-bar and S Chart: G1 trend

X-bar4.03; Sigma: ,24107 (.69000); n: 5,

Normal Probability Plot

					■^r~~~\ '" j i [
					I ! ) : i
					i ■ ! i !
					'. i i \ i

123456789 10 Std.Dv.: ,22660 (,64859); Sigma: ,08225 (.23544); n: 5,

	3
4,9257	2 1
4,0000	0 -1
3.0743	-2

2,5 3,0 3,5 4,0 4.5 5,0 5,5 6,0 6,5 Capability Plot

1,3549

Within SD: .2411; Cp: 1,117; Cpk: 1,117 Overall SD: ,8078; Pp: .3333; Ppk: ,3333 LSL: 3,610; Norn.: 4.417; USL: 5.225

■^M859 Within

Overall

Spec.

0.0000 umits

4.9257

4,0000 3,0743

23456789 10

Individual Plot X-bar 4,4174 (4,0000); Sigma: ,24107 (,69000); n: 5,

									"1"	:
	;'										■it";
								r-
	_		<	i		1
A ■

8 9 10

1,5 2,0 2,5 3,0 3,5 4,0 4,5 5,0 5,5 6,0 6,5 7,0 7,5

Capability Histogram -3,*S LSL Nominal USL +3.*S

1,5 2,0 2,5 3,0 3.5 4.0 4,5 5,0 5,5 6,0 6.5 7.0 7.5

Рис. 2. Контрольные карты для параметра G\: обнаружение разладки процесса

Таблица 5

Результаты проверки критериев разладки процесса для параметра G\

№	Критерий	Х-карта		S-карта
		с	ДО	с	ДО
1	9 выборок по одну сторону от центра	Ok	Ok	1	9
2	6 выборок с прираще­ниями одного знака	Ok	Ok	Ok	Ok
3	14 выборок с чередую­щимися знаками прира­щений	Ok	Ok	Ok	Ok
4	2 из 3 выборок в зоне А или выше	7	9	Ok	Ok
5	4 из 5 выборок в зоне В или выше	5	9	1	5
		—	—	6	10
6	15 выборок в зоне С	Ok	Ok	Ok	Ok
7	8 выходит из зоны С	Ok	Ok	1	8

В ходе текущего контроля проводятся периоди­ческие измерения контролируемого параметра, например, G1 (выброс СО), по результатам кото­рого формируются соответствующие контрольные карты (рис. 2). Проверка критериев разладки про­цесса для приведенных Х-карты и S-карты дала ре­зультаты, приведенные в табл. 5. Критерии выбра­ны произвольно.

Из таблицы результатов проверки критериев (см. табл. 5) следует, что обнаружить разладку па­раметров удается уже на пятой выборке (критерий 6 для S-карты), при том что реально выход характе­ристики за контрольные пределы происходит только на восьмой выборке. Поэтому контрольные карты для входных параметров с целью обнаруже­ния причины разладки процесса можно строить уже после получения результатов измерений по пятой выборке. Измерения проводятся вначале для характеристики, сильнее других коррелиро­ванной с GI, т. е. для температуры 71 (коэффици­ент корреляции 0,56 — см. табл. 3). Измерения

10

БЕЗОПАСНОСТЬ ЖИЗНВДЕЯТЕЛЬНОСТИ, № 9, 2005

SixGraph X-bar and S Chart: T1 notrend

X-ban 692,33 (692,33); Sigma: 1,5856 (1,5856); n: 5,

Normal Probability Plot

/\

_Л7

123456789 10Std.Dv.: 1,4905 (1,4905); Sigma; .54103 (,54103); n: 5,

694,45

692,33

690,20

688 689 690 691 692 693 694 695 696 697 Capability Plot

Within

Overall Spec. Limits

	[ i { ; ; ^ ; : _
		i
	S	_——*			"———;	-;*. _J
					i

10

Individual Plot X-bar 692,33 (692,33); Sigma: 1,5856 (1,5856); n: 5,

10

3,1136

1,4905

0,0000

694,45 692,33 690,20

! Within SD: 1,586; Cp: ,3793; Cpk: ,3793 \ Overall SD: 1,804; Pp: ,3333; Pptc: ,3333 I LSI: 690.5; Norn.: 692.3; USL: 694,1

684 686 688

698 700

.- ; ■^i ; : 1

690 692 694 696 Capability Histogram

-3,'S	LSL	Nominal	USL	+3,*S
1	■	■ЕИН ИНН

685 686 687 688 689 690 691 692 693 694 695 696 697 698 699

Рис. З. Контрольные карты для параметра 71: разладки процесса не обнаружено

проводятся в соответствии с рассчитанной перио­дичностью измерений для температуры (рис. 3). Результаты проверки критериев разладки показы­вают, что температура обжига в данном случае не выходит за рамки нормального протекания про­цесса (табл. 6). Следовательно, температура 71 не может служить причиной обнаруженной разладки в выходном параметре.

Следующий по значимости влияния на выброс оксида углерода параметр — статическое давление перед дымососом Р. Расчет коэффициента корре­ляции между параметрами Р и G\ дает величину 0,31 (см. табл. 3). Составляем для параметра кон­трольную карту (рис. 4) одновременно с контроль­ной картой для выброса оксида углерода. Из табл. 7 следует, что разладка процесса при использовании Х-карты обнаруживается уже на второй выборке. При этом, согласно исследуемым данным натур­ных наблюдений, наиболее вероятно, что разладка процесса для выходного параметра произошла из-

Таблица 6

Результаты проверки критериев разладки процесса для параметра 71

№	Критерий	Х-карта		S-карта
		с	ДО	с	ДО
1	9 выборок по одну сто­рону от центра	Ok	Ok	Ok	Ok
2	6 выборок с прираще­ниями одного знака	Ok	Ok	Ok	Ok
3	14 выборок с чередую­щимися знаками при­ращений	Ok	Ok	Ok	Ok
4	2 из 3 выборок в зоне А или выше	Ok	Ok	Ok	Ok
5	4 из 5 выборок в зоне В или выше	Ok	Ok	Ok	Ok
		Ok	Ok	Ok	Ok
6	15 выборок в зоне С	Ok	Ok	Ok	Ok
7	8 выходит из зоны С	Ok	Ok	Ok	Ok

БЕЗОПАСНОСТЬ ЖИЗНЕДЕЯТЕЛЬНОСТИ, № 9, 2005

11

SixGraph X-bar and S Chart: P trend

X-Ьаг -18.294 (-18,294); Sigma: ,83071 (,83071); n: 5,

Normal Probability Plot

-23 -22 -21 -20 -19 -18 -17 -16

123456789 10 Std.Dv.; ,78086 (.78086); Sigma: ,28345 (.28345); n: 5,

1.6312

Within SD: .8307; Cp: .5649; Cpk: ,5649 Overall SD: 1,408; Pp.- ,3333; Ppk: .3333 LSL: -19.70; Norn.: -18,29; USL: -16,89

-24 -23 -22 -21 -20 -19 -18 -17 -16 -15 -14 -

9 10

Individual Plot X-bar -18,294 (-18.294); Sigma: .83071 (.83071); n: 5,

t

_■ _A

...^ ^ ... ._-

9 10

,78086

0.0000

-17,179 -18,294 -19,408

Within

к

Overall Spec. Limits

-24 -23 -22 -21 -20 -19 -18 -17 -16 -15 -14

Capability Histogram -3,*S LSL Nominal USL +3,*S

Рис. 4. Контрольные карты для параметра Р: обнаружена разладка процесса

Таблица 7

	Результаты проверки критериев разладки процесса для параметра			P
№	Критерий	Х-карта		S-карта
		с	до	с	до
1	9 выборок по одну сторону от центра	2	10	Ok	Ok
2	6 выборок с приращениями одного знака	4	9	Ok	Ok
3	14 выборок с чередующимися знаками приращений	Ok	Ok	Ok	Ok
4	2 из 3 выборок в зоне А или выше	4	6	Ok	Ok
		7	9
5	4 из 5 выборок в зоне В или выше	2	6	4	8
6	15 выборок в зоне С	Ok	Ok	Ok	Ok
7	8 выходит из зоны С	Ok	Ok	Ok	Ok

за отклонений в значениях статического давления перед дымососом.

Таким образом, предлагаемая методика позво­ляет локализовать причину разладки производст­венного процесса, что может служить основани­ем для соответствующих служб и подразделений

предприятия при разработке организационных, технических и технологических мероприятий по нормализации и совершенствованию условий и параметров технологического процесса и сни­жению воздействия на окружающую природную среду.

12

БЕЗОПАСНОСТЬ ЖИЗНЕДЕЯТЕЛЬНОСТИ, № 9, 2005