Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки
Рассмотрена возможность применения удобного и надежного радиотехнического метода анализа линейных цепей для контроля оборудования стационарной подъемной установки мобильной системой контроля, найдены условия и ограничения возможности применения радиотехнического метода. Предложена методика контроля...
Збережено в:
| Дата: | 2012 |
|---|---|
| Автор: | |
| Формат: | Стаття |
| Мова: | Ukrainian |
| Опубліковано: |
Інститут геотехнічної механіки імені М.С. Полякова НАН України
2012
|
| Назва видання: | Геотехническая механика |
| Онлайн доступ: | http://dspace.nbuv.gov.ua/handle/123456789/53670 |
| Теги: |
Додати тег
Немає тегів, Будьте першим, хто поставить тег для цього запису!
|
| Назва журналу: | Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| Цитувати: | Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки / В.В. Лопатін // Геотехническая механика: Межвед. сб. науч. тр. — Днепропетровск: ИГТМ НАНУ, 2012. — Вип. 97. — С. 272-281. — Бібліогр.: 19 назв. — укр. |
Репозитарії
Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine| id |
irk-123456789-53670 |
|---|---|
| record_format |
dspace |
| spelling |
irk-123456789-536702014-01-26T03:11:12Z Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки Лопатін, В.В. Рассмотрена возможность применения удобного и надежного радиотехнического метода анализа линейных цепей для контроля оборудования стационарной подъемной установки мобильной системой контроля, найдены условия и ограничения возможности применения радиотехнического метода. Предложена методика контроля с использованием подхода Байеса, которая ставит в соответствие каждому решению контроля число, что облегчает нахождение оптимального решения для контроля оборудования стационарной подъемной установки мобильной системой контроля. В двух вариантах поставлена и решена задача оптимизации числа датчиков вибрации при контроле оборудования стационарной подъемной установки мобильной системой контроля. The possibility of using a convenient and reliable electronic methods of analysis of linear circuits to control the equipment stationary hoist mobile monitoring system, found the conditions and limit the use of electronic methods. The technique of control using a Bayesian approach, which assigns a number to each control solution, making it easier to find the optimal solutions for the control of hospital equipment hoist mobile monitoring system. In the two versions and solved the problem of optimizing the number of sensors for vibration control equipment stationary hoist mobile monitoring system. 2012 Article Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки / В.В. Лопатін // Геотехническая механика: Межвед. сб. науч. тр. — Днепропетровск: ИГТМ НАНУ, 2012. — Вип. 97. — С. 272-281. — Бібліогр.: 19 назв. — укр. 1607-4556 http://dspace.nbuv.gov.ua/handle/123456789/53670 [622.673.1: 681.514.54] uk Геотехническая механика Інститут геотехнічної механіки імені М.С. Полякова НАН України |
| institution |
Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| collection |
DSpace DC |
| language |
Ukrainian |
| description |
Рассмотрена возможность применения удобного и надежного радиотехнического метода анализа линейных цепей для контроля оборудования стационарной подъемной установки мобильной системой контроля, найдены условия и ограничения возможности применения радиотехнического метода. Предложена методика контроля с использованием подхода Байеса, которая ставит в соответствие каждому решению контроля число, что облегчает нахождение оптимального решения для контроля оборудования стационарной подъемной установки мобильной системой контроля. В двух вариантах поставлена и решена задача оптимизации числа датчиков вибрации при контроле оборудования стационарной подъемной установки мобильной системой контроля. |
| format |
Article |
| author |
Лопатін, В.В. |
| spellingShingle |
Лопатін, В.В. Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки Геотехническая механика |
| author_facet |
Лопатін, В.В. |
| author_sort |
Лопатін, В.В. |
| title |
Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки |
| title_short |
Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки |
| title_full |
Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки |
| title_fullStr |
Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки |
| title_full_unstemmed |
Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки |
| title_sort |
підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки |
| publisher |
Інститут геотехнічної механіки імені М.С. Полякова НАН України |
| publishDate |
2012 |
| url |
http://dspace.nbuv.gov.ua/handle/123456789/53670 |
| citation_txt |
Підготовка і проведення експерименту із застосуванням мобільної системи контролю стаціонарної підйомної установки / В.В. Лопатін // Геотехническая механика: Межвед. сб. науч. тр. — Днепропетровск: ИГТМ НАНУ, 2012. — Вип. 97. — С. 272-281. — Бібліогр.: 19 назв. — укр. |
| series |
Геотехническая механика |
| work_keys_str_mv |
AT lopatínvv pídgotovkaíprovedennâeksperimentuízzastosuvannâmmobílʹnoísistemikontrolûstacíonarnoípídjomnoíustanovki |
| first_indexed |
2025-07-05T05:02:25Z |
| last_indexed |
2025-07-05T05:02:25Z |
| _version_ |
1836781924006232064 |
| fulltext |
272
УДК [622.673.1: 681.514.54]
Канд.техн. наук В.В. Лопатін
(ІГТМ НАН України)
ПІДГОТОВКА І ПРОВЕДЕННЯ ЕКСПЕРИМЕНТУ ІЗ
ЗАСТОСУВАННЯМ МОБІЛЬНОЇ СИСТЕМИ КОНТРОЛЮ
СТАЦІОНАРНОЇ ПІДЙОМНОЇ УСТАНОВКИ
Рассмотрена возможность применения удобного и надежного радиотехнического метода
анализа линейных цепей для контроля оборудования стационарной подъемной установки
мобильной системой контроля, найдены условия и ограничения возможности применения
радиотехнического метода. Предложена методика контроля с использованием подхода Байе-
са, которая ставит в соответствие каждому решению контроля число, что облегчает нахож-
дение оптимального решения для контроля оборудования стационарной подъемной установ-
ки мобильной системой контроля. В двух вариантах поставлена и решена задача оптимиза-
ции числа датчиков вибрации при контроле оборудования стационарной подъемной установ-
ки мобильной системой контроля.
PREPARATION AND CONDUCT EXPERIMENTS USING A MOBILE
SYSTEM OF STEADY HOISTING PLANT
The possibility of using a convenient and reliable electronic methods of analysis of linear cir-
cuits to control the equipment stationary hoist mobile monitoring system, found the conditions and
limit the use of electronic methods. The technique of control using a Bayesian approach, which as-
signs a number to each control solution, making it easier to find the optimal solutions for the control
of hospital equipment hoist mobile monitoring system. In the two versions and solved the problem
of optimizing the number of sensors for vibration control equipment stationary hoist mobile moni-
toring system.
В даний час свердловинні штангові насосні установки (СШНУ) і шахтні
підйомні комплекси (ШПК) - стаціонарні підйомні установки (СПУ) становлять
важливу частку в соціальному та економічному житі України. ШПК це єдина
ланка з’єднання гірської виробки з поверхнею, а СШНУ охоплює понад 65%
діючого фонду свердловин на Україні. Відмінною особливістю устаткування
СШНУ і ШПК – СПУ є безперервні технологічні процеси, що вимагають без-
перервного вимірювання аналогових параметрів, а також складність і вибухо-
небезпека устаткування (для виконання проектних робіт вимагається узгоджен-
ня з Держтехнаглядохоронпраці України), а основним джерелом змушених ко-
ливань у СПУ є привід головного руху. Більша частина СПУ експлуатується
понад нормативний термін і зношені, тому мають місце численні відмови і
аварії, кількість яких постійно зростає. Загальні збитки від аварій тільки на
вугільних шахтах України складають до 33 млн. грн. у рік, а втрати видобутку
складають до 100 тис. т [1-2]. Такі показники є типові для гірничодобувної і
нафтовидобувної галузей України. Причина цих аварій у недосконалості
існуючих приладів і методів контролю. Аналіз існуючих приладів і методів
контролю свідчить про великий обсяг і в той же час неповноту існуючих
методів контролю, що не пояснює істотну різницю в результатах контролю та
не забезпечує безаварійну експлуатацію СПУ.
Тому актуальною є проблема визначення стану СПУ за непрямими ознака-
ми. При цьому серед великого числа непрямих ознак треба вибрати такі, які
дозволили б знаходити стан СПУ з достатньою мірою точності. Практичним
273
критерієм придатності ознаки - сигналу служить задовільний зв'язок його з па-
раметрами стану СПУ. Наприклад, елементи зношеного редуктора СШНУ, ро-
бота яких супроводжується ударами, можна вважати джерелами збурення.
Обґрунтуємо метод ударної дії на деталь механізму СПУ з метою контролю
(вивчення) її коливальних властивостей і особливості його застосування. Збуд-
ження імпульсних хвиль напруги як параметр (ознака) контролю зручний,
оскільки має широкий і безперервний спектр імпульсної хвилі з рівномірним
розподілом за частотою [3-16].
Простота аналізу лінійних кіл методом поодинокого імпульсу очевидна, але
пряме використання радіотехнічних методів аналізу щодо механічних систем
неможливе з наступних причин:
1. Характер деформацій пружних тіл, які співударяються в механізмі СПУ,
залежить не лише від сили удару і його тривалості, але також і від площі кон-
такту.
2. Явище удару супроводжується місцевими деформаціями в зоні контакту,
а також статистичним вигином тіла механізму СПУ, що ударяється. Які з цих
деформацій служать джерелом (параметром) контролю, що реєструються дава-
чем МСК контролю механізму СПУ? Це повинно визначатися у кожному кон-
кретному випадку залежно від властивостей матеріалу тіл, які співударяються,
їх мас і типу давача.
3. Тривалість удару співрозмірна з часом, який потрібен хвилі напруги для
проходження найбільшого розміру одного з тіл механізму СПУ, який
ударяється. У таких випадках сила удару і деформація від цієї сили в неявному
виді містяться в математичних виразах, що описують явище удару в механізмі
СПУ, і можуть бути враховані в МСК.
4. Треба вирішити питання про те, які деформації: контактні, вигину або од-
ночасно ті і інші можуть вважатися контролюючим параметром, а також визна-
чити тип давача, оптимальний для реєстрації цього параметра.
5. Кожен параметр стану СПУ визначається як функція не одного, а відразу
декількох параметрів сигналу. Вибираючи достатнє число відповідних
параметрів сигналу, можна забезпечити в принципі будь-яку наперед задану
точність контролю СПУ МСК.
Тому аналіз коливальних властивостей пружних тіл методом поодиноких
силових імпульсів по аналогії з радіотехнічними прийомами може бути засто-
сований в МСК після обліку вищеперелічених особливостей.
У механізмі СПУ є декілька кінематичних пар, і кожна з них збуджує в його
матеріалі коливання певної форми. Усі ці коливання існують одночасно, утво-
рюючи в механізмі СПУ єдине хвилеве поле. Давач сприймає результуюче ко-
ливання, що породжується усіма парами механізму. У зв'язку з цим виникають
дві проблеми контролю:
1. Знайти спосіб визначення кінематичної пари, якій належить та або інша
складова параметричного сигналу.
2. Зуміти оцінити (проконтролювати) по цій складовій величину дефекту.
Динамічні процеси, що протікають в контрольованому МСК механізмі СПУ
розрізняються такими найважливішими рисами, :
274
1. Моментом появи ударного імпульсу.
2. Частотою повторення ударних взаємодій.
3. Інтенсивністю взаємодії (величиною ударного імпульсу).
4. Місцем взаємодії.
Як правило, момент появи імпульсів, частота їх повторення і місце
зіткнення деталей не змінюються при зміні технічного стану кінематичної пари
механізму СПУ і є тому зручними характеристиками самої пари. Спектр кон-
трольованого параметра СПУ визначає частотну характеристику давача і
вимірювального каналу МСК. Необхідно, щоб спектр і характеристика були
однакові. Якщо частотна характеристика давача вужча, ніж спектр контрольо-
ваного параметра СПУ, то у кращому разі можна втратити частину інформації
про взаємодію елементів, а в гіршому - повністю.
Як відомо, якістю називається сукупність властивостей, що визначають міру
придатності виробу для використання за призначенням [17]. Таким чином, по-
няття якості істотно залежить від способу його використання. Під надійністю
СПУ маємо на увазі здатність зберігати якість при експлуатації - якість розгор-
нуту в часі. Таким чином, якість СПУ - похідна за часом від надійності СПУ.
Надійність СПУ пов'язана з тими властивостями, які були у момент його виго-
товлення або перевірки перед експлуатацією. Існують різні чисельні показники
ефективності використання кожного способу (плану контролю) з використан-
ням помилок першого і другого роду. Існують різні чисельні показники
ефективності використання кожного способу контролю з використанням поми-
лок першого і другого роду. Наприклад, задавшись вірогідністю помилок пер-
шого і другого роду, логічно задати два пороги і встановити таке правило: якщо
відношення правдоподібності перевершують більший з порогів, приймається
нуль-гіпотеза (контрольований МСК параметр СПУ вищий за допустимий),
якщо воно виявляється менше іншого, приймається альтернативна гіпотеза
(контрольований параметр СПУ в допуску), і, нарешті, якщо величина
відношення правдоподібності ув'язнена між порогами, то немає ще підстави для
прийняття будь-якої з гіпотез і слід продовжити контроль МСК. Це правило
виражається нерівністю
а + nκ ≤ ∑
=
n
i
ix
1
≤ nκ +b, (1)
де а і b – призначені величини імовірності помилок першого і другого роду,
n – кількість вимірювань МСК - поточна змінна, пропорційна часу контролю, k
– напівсума нижньої і верхньої меж контрольованого параметра СПУ, –
∑
=
n
i
ix
1
інформація контролю в МСК.
При зображенні (1) графічно: права і ліва частині виразу (1) - це прямі, а
∑
=
n
i
ix
1
є ламаною. Коли ламана перетинає верхню пряму, то вона потрапляє в об-
ласть, що відповідає нуль-гіпотезі, і в МСК приймається рішення "є порушення
275
контрольованого параметра", коли ламана перетинає нижню пряму, вона
потрапляє в область відкидання нуль-гіпотези, і приймається рішення "немає
порушення контрольованого параметра". МСК виробляє контроль (наступний
вимір) параметра СПУ доки ламана крива рухається усередині смуги. Пропоно-
ваний спосіб в порівнянні з відомим способом, коли кількість випробувань
заздалегідь фіксується, дає скорочення випробувань в середньому приблизно
удвічі. У ряді завдань по контролю механізмів і пристроїв СПУ МСК запропо-
новане правило дає ще значніший виграш. Наприклад, якщо рахувати помилки
першого і другого роду істотно різними (все одно, яка з них менше іншої), то
запропонований спосіб при обробці в МСК сигналів контролю дає значний ви-
граш у кількості спостережень контрольованих параметрів механізмів і
пристроїв СПУ, скорочує час контролю і спрощує програмне забезпечення
МСК, використовує менший об'єм пам'яті МСК в порівнянні з традиційною
процедурою, при якій фіксується кількість спостережень. Контроль параметрів
механізмів і пристроїв СПУ МСК пов'язаний з ухваленням рішень, тобто з
теорією ухвалення рішень, де прийнято розглядати втрати. Мірилом середніх
втрат служить їх математичне очікування при вибраному рішенні, воно і є ри-
зиком при ухваленні рішення. Знання апріорної імовірності дає можливість ви-
числити математичне очікування - ризик, тобто узяти ризик, усереднений по
апріорній імовірності. Наприклад, середній ризик виявлення для потенційної
відмови в механізмі і пристрої СПУ буде рівний
ϖ = ιχ1+ (1-ι)χ2, (2)
де ι - імовірність відсутності контролю МСК, (1 - ι) - імовірність проведен-
ня контролю МСК, χ1 - ризик виявлення потенційної відмови (збоїв) в механізмі
і пристрої СПУ без контролю МСК, χ2 - ризик виявлення потенційної відмови
(збої) в механізмі і пристрої СПУ при контролі МСК.
Це типовий байесовський підхід - він ставить у відповідність кожному
рішенню контролю МСК механізмів і пристроїв СПУ число, що полегшує зна-
ходження оптимального рішення контролю СПУ МСК. За відсутності апріорної
імовірності або при значних утрудненнях з їх завданням доводиться
відмовлятися від вищеописаного байессовського підходу і використовувати ме-
тод відношення правдоподібності або теорію Неймана-Пірсона.
Запропонована нами методика з використанням підхіду Байєса
(байєсовська) при контролі МСК полягає в наступному. Нехай відома спільна
щільність ймовірності p(d, x, Θ) рішень d при заданому правилі δ, реалізацій x
=(x1, x2……, xn) і значень параметра Θ. Ω - область простору параметрів Θ. Не-
хай відома функція втрат G(d, Θ). Ця функція відображує вплив наслідків по-
милкових рішень контролю. Середній ризик визначається формулою
R = ∫∫∫
Ω
Θ
XD
xdp ),,( С(d, Θ)dDdXdΘ. (3)
Вирішальне правило δ називається байєсовським, якщо відповідний
276
середній ризик є мінімальним. Скористаємося формулою, яка зв'язує умовні
щільності ймовірностей
p(d, x, Θ) = p(d/x, Θ)p(x/Θ)p(Θ).
Так як рішення d приймається на основі лише результатів контролю x, то
p(d/x, Θ)= p(d/x). За умови, що вирішальне правило детерміновано, щільність
ймовірності представляється формулою
p(d/x) = δ[d –g(x)],
де δ - дельта функція Дірака. При цій умові формула (3) набуде вигляду
R = ∫∫∫
Ω
Θ
X
xp )/( p(Θ) C[g(x), Θ]dXdΩ. (4)
У МСК область простору рішень складається з кінцевого числа точок d1, d2,
dm. Введемо позначення
Сj (Θ) = C(dj, Θ), pj/Θ = ∫
j
X
p(x/Θ)dX, (5)
де Xj - область, в якій g(x)=dj. C урахуванням залежності (5) формула (4) на-
буде вигляду
R =∑
=
m
j 1
∫
Ω
pj/Θp(Θ)Cj(Θ)dΘ. (6)
Коли область Ω складається з кінцевого числа елементів Θ1, Θ2, Θn, то
щільність ймовірності матиме вигляд
p(Θ) = ∑
=
n
k 1
pkδ(Θ-Θk).
Вводимо позначення
pj/Θk = pj/k, Cj(Θk) = Cjk.
З формули (6) отримуємо вирішальне правило МСК
R =∑
=
m
j 1
∑
=
n
k 1
pj/k pk Cjk, (7)
де pk - апріорна ймовірність, Cjk - матриця втрат.
В даному випадку вирішальне правило (7) зводиться до розбиття простору
контролю X на області Xj.
Запропонований нами підхід Байєса вимагає інформацію про апріорні
277
ймовірності pk і матриці втрат Cjk.
Коли про матрицю втрат інформації недостатньо, використовуються різні
гіпотези щодо її виду. Наприклад, коли m = n матриця, втрат має вигляд
Cjk = 1 – δjk. (8)
У виразі (9) передбачається, що втрати відсутні при правильному рішенні і
однакові при прийнятті будь-якого помилкового рішення. З виразів (7) і (8)
випливає
R = 1 - ∑
=
n
k 1
pj/k pj.
Припущення, що всі pj однакові і рівні 1/n, призводить до вираження
R = 1 – 1/n ∑
=
n
j 1
pj/k pj.
Вирішальне правило МСК і пропонований нами підхід Байєса може бути
поставлений в термінах теорії інформації. Вирішальне правило δ буде вважати-
ся оптимальним, якщо ентропія
Н = ∑
=
m
j 1
∑
=
n
k 1
pj/k pk ln(pj0 pk)/ pj/k,
де pj0 =∑
=
n
k 1
pj/k pk досягає мінімального значення.
Коли можна вважати, що pk = 1/n то ентропія визначиться виразом
Н = 1/n ∑
=
m
j 1
∑
=
n
k 1
pj/k ln(pj0)/npj/k,
де pj0 =1/n ∑
=
n
k 1
pj/k.
Розглянемо приклад контролю механізму СПУ одним давачем МСК, коли
характеристики процесів, відповідні різним гіпотезам, розрізняються достатнь-
ою мірою, а вибірка в МСК достатня, щоб використовувати позитивну піввісь
оцінок дисперсії.
Нехай послідовність {хn} є реалізацією однією з М центрованих випадкових
нормальних стаціонарних послідовностей з різними дисперсіями σ2
1< σ2
2<…<σ2
М.
Для оцінки дисперсії даної реалізації скористаємося формулою
σ2
* = 1/N ∑
=
N
n
nx
1
2 .
Вважатимемо відомою як апріорну імовірність Рm(m=1, 2,…, М) появи
278
послідовностей, так і компоненти Сjk матриці втрат. Тоді точка σ2 на півосі
оцінок дисперсій повинна надавати до рішення σ2 =σ2
j, якщо математичне
очікування втрат Rl визначається формулою [17]
Rl = ∑
=
M
m 1
СlmPmp(σ2/θm),
досягає мінімуму серед Rl, R2,…, Rм.
Нехай число точок послідовності досить велике в порівнянні з масштабом
кореляції кожної з можливих випадкових послідовностей. Тоді відповідно до
центральної граничної теореми теорії імовірності можна p(σ2
*/θm) приблизно
прийняти [18]
p(σ2
*/θj) = 1/ jDπ2 exp[-1/2(σ2
* - σ2
j)2/Dj], (9)
відповідну Гаусовому (нормальну) розподілу.
Тут Dj - дисперсія оцінки σ2 за умови, що послідовність належить до класу з
номером j.
Dj = 2/(N+1) ∑
−=
N
Nn
[1- ⎪n⎪/(N+1)]K2
j,n. (10)
Більш детально ця методика викладена в [19].
Як приклад розглянемо випадок трьох статистичних гіпотез про
приналежність реалізації {хn} до однієї з випадкових послідовностей з
кореляційними функціями, що отриманні при контролі зношеного редуктора
СШНУ типу R-55 (м. Борислав).
Kj,n = σ2
j exp(-αj⎜n⎜)(cosβn + αj/βsin β|n|),
де α1 = 0,050, α2 = 0,075, α3 = 0,100, α2
1 = 5,0, α2
2 = 7,5, α2
3 = 9,0, β = 0,49.
Використовуючи для оцінки дисперсії формулу (10), отримуємо
D1 = 0,515, D2 = 0,843, D3 = 0,935. Задамося апріорною вірогідністю
р1 = р2=0,2, р3= 0,6 і матрицею втрат С11 = С22 = С33 = 0, С12 = С21 = 2,
С13 = С31 = 3, С23 = С32 = 1. Після обчислень за формулою (3) отримуємо на-
ступне розбиття додатної осі оцінок дисперсій
[σ2
*]1 = [0, 6,2], [σ2
*]2 = [6,2, 7,7], [σ2
*]3 = [7,7, ∞]
Величина байесовського ризику при цьому правилі вибору рішень в МСК
контролю зношеного редуктора СШНУ типу R-55одним давачем рівна 0,19.
Значення ризику, відповідні прийняттю у будь-якому випадку тільки першої,
279
другої або третьої гіпотези, рівні відповідно 2,2, 1 і 0,8. Представляє інтерес
знайти розбиття на області на основі спрощених критеріїв. Так, застосування
методу максимальної правдоподібності призводить до розбиття [σ2
*]1 = [0, 6,2],
[σ2
*]2 = [6,2, 8,4], [σ2
*]3 = [8,4, ∞] і до значення ризику 0,22.
Розглянуте завдання відповідає контролю МСК вузла з двома ступенями
свободи в механізмі редуктора, коли руйнується один із зв'язків. До цього зав-
дання призводить цілий ряд типових завдань зношеного редуктора СШНУ типу
R-55 [19].
Рішення задачі визначення оптимальної кількості давачів на контрольованій
СПУ повинно задовольняти ряд суперечливих вимог. З одного боку бажано об-
межитися можливо меншою кількістю давачів для того, щоб зменшити
кількість необхідної апаратури МСК і спростити обробку показів. З другого бо-
ку, для отримання максимальної кількості і підвищення точності контролю
СПУ необхідно підвищувати кількість давачів МСК.
Використовуємо байесовський підхід. Нехай СПУ знаходиться в одному з К
станів. Нехай випадкова зовнішня силова дія на СПУ знаходиться в одному з L
станів. Позначимо через N число можливих пар станів механізмів СПУ дії на
них (N≤ KL), а через Pn - апріорна імовірність цих пар станів. Нехай Q – число
вібродавачів МСК, x – область результатів контролю (вимірювань). Виділимо
{Cmn}, як матрицю витрат. Елемент Cmn відповідає вірному або невірному
рішенню пари станів з номером m , коли насправді реалізується пара станів з
номером n. Тоді математичне очікування витрат виражатиметься формулою:
R =∑ ∑= =
N
m
N
n1 1 Pm/n Pn Cmn +C1 (Qλ) + C2 (QT), (11)
де λ – параметр, що характеризує спосіб розміщення давачів контролю
МСК, на СПУ, C1(Qλ) – витрати, пов’язані з установкою давачів та передачею
їх показів в МСК, C2 (QT) – витрати, пов’язані з прийомом і обробкою
показників давачів в МСК, Q – число вібродавачів МСК контролю, T – інтервал
часу, протягом якого знімаються показники давачів МСК.
Значення Q і T,при яких досягається мінімальне значення математичного
очікування втрат, дають шукане рішення. Перший доданок у формулі (11) із
зростанням Q і T зменшується, другий збільшується із зростанням Q, а третій –
необмежено зростає із зростанням Q і T. Тому і сума із зростанням Q і T необ-
межено зростатиме, що означає існування оптимальних значень Q і T.
Якщо не брати до уваги втрати C1(Qλ) і C2(QT), то задачу про оптимізацію
кількості і способу розміщення давачів МСК СПУ не вдається поставити. В
цьому випадку може бути поставлена тільки задача мінімізації, якщо на середнє
значення втрат накладене обмеження зверху.
Нами задача ставиться наступним чином. Вимагається знайти мінімальне
число давачів МСК СПУ, при якому ще виконується обмеження:
R ≥∑ ∑= =
N
m
N
n1 1 Pm/n Pn Cmn (12)
280
У виразі (12) видно неявно використане припущення про те, що час контро-
лю (спостереження) МСК фіксований. Від величини Т залежить умовна
ймовірність Pm/n. Зокрема, чим більша величина Т, тим ближче матриця Pm/n до
одиничної. Тому, для R обмеження знизу:
R ≥ ∑ ∑= =
N
m
N
n1 1 Pn Cmn (13)
Задача про мінімум числа давачів МСК СПУ може бути поставлена також в
термінах теорії інформації. Вважатимемо МСК СПУ вимірювальним каналом.
Задамо обмеження на втрати інформації в каналі. Задача ставиться в наступній
постановці. Вимагається знайти мінімальне число давачів, при якому ентропія
не перевищує заданого значення:
H =∑ ∑= =
N
m
N
n1 1 Pm/n( ln Pmo/ Pn) ≤ H* (14)
Розглянемо формулу (14). Перший доданок може бути зменшений за раху-
нок підвищення точності контролю СПУ. Цього можна досягти шляхом
поліпшення вибору областей Xn. Наприклад, при виборі цих областей можуть
бути використані результати чисельного аналізу механічних властивостей
конструкції контрольованого МСК механізму СПУ.
Другий доданок може бути зменшений за рахунок мініатюризації давачів
МСК, зменшення ваги вузлів, кріплення давачів і т.п.
Третій доданок може бути зменшений за рахунок зміни способу обробки
результатів МСК СПУ. Спрощення способу обробки знижує третій доданок,
але може підвищити перший за рахунок зниження точності контролю.
Можлива постановка задачі про отримання оптимального способу обробки
контролю якості конкретної СПУ. Задача контролю якості СПУ МСК
розв’язується послідовно на різних рівнях. Відповідно до цього третій доданок
може бути розбитий, наприклад, на дві частини. В цьому випадку перша части-
на відповідатиме втратам при оперативному контролі якості СПУ на підставі
результатів обробки показників давачів МСК спрощеними методами, а друга
частина – втратам при поглибленому контролі якості СПУ МСК. При опера-
тивному контролі якості СПУ МСК виявляється доцільним в просторі
результатів контролю (спостережень) X виділити область Xn+1 таку, що при
попаданні в неї результат контролю фіксується, а МСК СПУ переходить на по-
глиблений контроль параметрів СПУ.
Таким чином.
Розглянуто можливість застосування зручного і надійного радіотехнічного
методу аналізу лінійних кіл для контролю обладнання стаціонарної підйомної
установки мобільною системою контролю, знайдені умови і обмеження
можливості застосування цього радіотехнічного методу.
Запропоновано методику контролю з використанням підходу Байєса, яка
ставить у відповідність кожному рішенню контролю число, що полегшує зна-
ходження оптимального рішення для контролю обладнання стаціонарної
281
підйомної установки мобільною системою контролю.
У двох варіантах поставлена та вирішена задача оптимізації кількості
датчиків вібрації при контролі обладнання стаціонарної підйомної установки
мобільною системою контролю.
ПЕРЕЛІК ЛІТЕРАТУРИ
1. Виконати дослідження стану охорони праці й результатів реалізації Програми підвищення рівня безпеки
праці на вуглевидобувних підприємствах і розробити заходу щодо запобігання аварій. Звіт по НИР1710202030
(проміжний) МакНДІ/Керівники Левкин Н.Б., Кузьменко Н.С. - Макіївка - Донбас, 2003. - 101с.
2. Програма підвищення безпеки праці на вугільних шахтах. Сучасний стан і проблеми охорони праці.
Затв. пост. Кабінету Міністрів україни. - К. : Укр. - інформ. прав. Центр. - 2002. - С. 45-77.
3 Виброакустическая диагностика дефектов, которые зарождаются / Под ред М.Д. Генкина, Ин-т машино-
ведения им А.А. Благонравова АН СССР. – М.: Наука,1984. - 120с.
4 Абрамов, Ю.А. Розработка и использование анализатора для оценки качества зубчатых передач / Ю.А.
Абрамов, Г.П. Болотов, А.А. Грачов. - М.: Акуст. ин-т АН СССР, 1987. -Т. 1. - С.112-124.
5. Авакян, В.А. Диагностика источников вибрации машин с учетом амплитудной модуляции / В.А. Авакян
// Электротехника. – 1978. - № 2. - С.58-61.
6. Авраменко, А.А. Вибрационная диагностика выкрашивания в зубчатых передачах / А.А. Авраменко. -
Куйбышев: Куйбыш. политехн. ин-т, 1989. - С. 26-32.
7 Балицкий, Ф.Я. Исследования вибрационных процессов в зубчатых передачах для діагностики / А.А.
Балицкий. - М: Ин-т машиностроения, 1987. - 186с.
8 Сергиенко, А.Б. Цифровая обработка сигналов: Учебник для вузов. 2-е изд. / А.Б. Сергиенко.– СПб.: Пи-
тер, 2007. – 751 с
9 Бамбалас, П. Распознавания вибрационных процессов, которые слабо различаются, при диагностирова-
нии / П. Бамбалас. - Каунас: Каунас. политехн. ин-т, 1989. - 64с.
10 Гутман, Б.А. Диагностирование механических систем совместным использованием спектрального и
биспектрального методов / Б.А. Гутман // Тр Риж. политехн. ин-та. – Рига, 1988.- С. 86-93.
11 Исии, Х. Причины возникновения шумов и вибрации / Х. Исии; Пер. Пуанто Эндзинния. – Токио,1984. -
Т.13. - С.34-42.
12 Дюран, Б. Кластерный анализ / Б. Дюран , П. Оделл. -М.: Статистика, 1977. - 128с.
13. Нахапетян, Е.Г. Определение критериев и диагностирования механизмов / Е.Г. Нахапетян. - М.: Наука,
1977. -140с.
14. Основы технической діагностики / под ред. Пархоменко П.П. - М.:Энергия, 1976. -464с.
15 Явленский, А.К. Теория динамики и диагностики систем трения каченя / А.К. Явленский. - Л.: Изд- во
ЛГУ, 1989. -203с.
16 Thsmszu, H. Machine fault diagnosis by vibrational analysis: Explorary introduction of bispectral metod /
Thsmszu H., Inoue T. // Bull. Fac. Eng. Yokohama Nat. Univ.- 1990. –vol. 42. – Р. 83-90.
17 Копей, Б.В. Исследование случайных процессов мобильными измерительными системами / Б.В. Копей,
В.В. Лопатин // Галицька академія. Наукові вісті ІМЕ. – 2009.- №2(16). – С.101-104.
18 Павлов, Б.В. Кибернетические методы технической диагностики / Б.В. Павлов // Труды СибВМИ. – Но-
восибирск, 2000. - 142с.
19 Копей, Б.В. Мобільні вимірювальні системи в нафтогазовій та гірничій промисловості / Б.В. Копей, В.В.
Лопатін, О.І. Стефанишин. - Івано-Франківськ: ІФНТУНГ, 2010. - 392с.
282
УДК 622.34-17:621.796.004.5
Канд. техн. наук О.А. Медведева
(ИГТМ НАН Украины)
ПРОБЛЕМЫ ДАЛЬНЕЙШЕЙ ЭКСПЛУАТАЦИИ ХРАНИЛИЩ
ОТХОДОВ ОБОГАЩЕНИЯ КРИВБАССА И ТЕОРЕТИЧЕСКИЕ
ПРЕДПОСЫЛКИ ИХ РЕШЕНИЯ
Розглянуто сучасний стан та проблеми експлуатації сховищ відходів збагачення ГЗКів
Кривбасу. Запропонована математична модель сховища продуктів переробки мінеральної
сировини, яка дозволяє описувати зміну параметрів ядра сховища за весь період експлуата-
ції, з урахуванням видобутку техногенних розсипів, відбору або додавання технічної води, а
також подальшого нарощування дамб.
PROBLEMS OF FURTHER OPERATION OF STORAGES OF THE
WASTE OF ENRICHMENT OF KRIVBASS AND THEORETICAL
PRECONDITIONS OF THEIR DECISION
The current state and problems of operation storages of a waste enrichment Mining Enriching Cen-
tres of Krivbass is considered. The mathematical model of storage of products of processing of min-
eral raw materials which allows describing change of parameters of kernel storage during the whole
period of operation, taking into account production of technogenic scatterings, selection or addition
of technical water, and also further building of dams is offered.
В Украине сосредоточены значительные запасы полезных ископаемых, миро-
вой спрос на некоторые из них удовлетворяется менее чем на треть, причем боль-
шая часть работающих предприятий расположена в Днепропетровской области. А
сам Днепропетровск является одним из крупных промышленных центров Украи-
ны, в котором сосредоточены предприятия металлургической, химической и ма-
шиностроительной отраслей промышленности. С учетом курса страны на евро-
интеграцию и с выходом ее на мировые рынки минерального сырья, этим пред-
приятиям приходится выдерживать суровые условия конкуренции с иностран-
ными компаниями, а также соблюдать общеевропейские и общемировые стан-
дарты качества продукции и требования к экологической безопасности произ-
водства. При добыче и переработке полезных ископаемых по существующим
технологиям образовались большие объемы отходов обогащения,
складирование которых требует отвода значительных площадей, приводит к
изменению рельефа, нарушению инженерно-геологических,
гидрогеологических и эколого-геологических условий района размещения
хранилища отходов [1 – 8]. Сегодня под отвалами, сложенными вскрышными по-
родами, занята площадь более 5 тыс. га, на которой сосредоточено более
3 млрд. м3 горной массы. Отвалы и хранилища отходов обогащения, кроме выве-
дения из хозяйственного оборота огромных земельных площадей, оказывают дол-
говременное негативное влияние на окружающую среду, а также на здоровье лю-
дей. Решению этих проблем не способствуют проводящиеся пока в недостаточ-
ных масштабах рекультивация отвалов и хранилищ отходов обогащения и утили-
зация отходов горного производства.
Продукты переработки минерального сырья, образующиеся при обогащении
полезных ископаемых, представляют собой взвесь мелкодисперсных твердых
частиц в воде. От обогатительной фабрики эти продукты переработки направ-
|