Bảng 2.20 Kết tính toán xác định thời hạn l m viƯc v ti thä kü tht cđa b¸nh xe theo thông số giới hạn v theo cờng độ hao mòn mặt lăn v gờ bánh xe TT Thông số kỹ thuật Đờng kính bánh xe mới(mm) Đờng kính bánh xe nhỏ cho phép (mm) Độ mòn mặt lăn cho phép kỳ giải thể sửa chữa, mm Cờng độ hao mòn mặt lăn tổng hợp, mm/105 km Chu kỳ giải thể sửa chữa tính theo cờng độ hao mòn mặt lăn thực tế, 105 km Độ mòn gờ bánh cho phép trình vận dụng (mm) Cờng độ hao mòn gờ bánh tổng hợp, mm/105 km Chu kỳ giải thể sửa chữa tính theo cờng độ hao mòn gờ bánh thực tế, 105 km Dự trữ hao mòn mặt lăn, (mm) 10 Dự trữ hao mòn mặt lăn phía (mm) 11 Tuổi thọ kỹ thuật bánh xe theo dự trữ hao mòn mặt lăn, 105 km D5H 915 810 D12E 1000 930 D9E 1016 870 D13E 925 882 7,0 7,0 7,0 7,0 - 5,6943 3,598 3,624 - 1,23 1,95 1,93 15,0 15,0 15,0 15,0 12,516 9,0937 5,037 5,351 1,2 1,65 2,98 2,80 105 52,5 70 35 146 73 83 41,5 - 6,15 20,29 11,45 2.5.4 Phân tích kết nghiên cứu Từ kết nghiên cứu thấy rằng: 1- Các phân bố hao mòn thực nghiệm tuân theo luật phân bố lý thuyết Gauss, Lôga chuẩn, Gamma Veibull, hầu hết phân bố có xu hớng tuân theo luật phân bố lý thuyết Gamma v Veibull 2- Hao mòn mặt lăn bánh xe tất loại đầu máy đ khảo sát nói chung tơng đối đồng đều, khác biệt đáng kể bánh xe bên phải v bên trái, bánh xe cđa trơc dÉn h−íng v trơc kh«ng dÉn h−íng, v bánh xe trục đầu máy 3- Cờng độ hao mòn tổng hợp mặt lăn bánh xe đầu máy D12E l lớn nhất, sau l đầu máy D13E, v nhỏ l D9E v n»m ph¹m vi 5,6943 - 3,598 mm/105 km 4- Cờng độ hao mòn gờ bánh xe nói chung có khác biệt rõ rệt: cờng độ hao mòn gê c¸c b¸nh xe cđa trơc phÝa tr−íc (dÉn h−íng) lớn cách rõ rệt so với cờng độ hao mòn gờ bánh xe trục phía sau (không dẫn hớng), cụ thể, tỷ số cờng độ hao mòn gờ bánh xe dẫn hớng so với gờ bánh xe không dẫn hớng đầu máy D5H l 1,12-1,20; đầu máy D12E l 1,75-2,14, đầu máy D9E l 1,07-1,11, v đầu máy D13E l 1,111,80 5- Cờng độ hao mòn tổng hợp gờ bánh xe đầu máy D5H l lớn nhất, sau l đầu m¸y D12E, D13E v nhá nhÊt l D9E v n»m ph¹m vi 12,516-5,037 mm/105 km 2.5.5 ý nghÜa thùc tiễn việc nghiên cứu hao mòn cặp bánh xe Thông số cờng độ hao mòn cho phép so sánh đặc trng hao mòn trục bánh xe với nhau, bánh xe bên trái v bên phải với nhau, bánh xe dẫn hớng với bánh xe không dẫn hớng, b¸nh xe c¸c gi¸ chun h−íng víi v tổng hợp cho tất bánh xe to n đầu máy 58 Cờng độ hao mòn mặt lăn v gờ bánh xe l thông số quan trọng, cho phép xác định đợc thời gian l m việc bánh xe theo giá trị độ mòn cho phép mặt lăn gờ bánh, mặt khác, xác định đợc tuổi thọ kỹ thuật bánh xe theo lợng dự trữ hao mòn mặt lăn v gê b¸nh, hay cho tíi xt hiƯn c¸c gi¸ trị độ mòn giới hạn tơng ứng Ngo i ra, đặc trng cờng độ hao mòn l c¬ së cho viƯc kiĨm nghiƯm v hiƯu chØnh (rót ngắn kéo d i) chu kỳ giải thể, sửa chữa trục bánh xe loại đầu máy đ nêu 3- Các thông số cờng độ hao mòn mặt lăn v gờ bánh xe cho phép phân tích, đánh giá chất lợng chi tiết trình vận dụng, mối quan hệ điều kiện khai thác với trình hao mòn, cho phép dự báo đợc trạng thái kỹ thuật v thời hạn l m việc hay tuổi thọ lại chóng, lËp kÕ ho¹ch chi phÝ phơ tïng vËt t− dự trữ cho đầu máy trình khai thác v bảo dỡng, sửa chữa 4- Căn giá trị độ mòn cho phép mặt lăn v gờ bánh xe trình vận dụng đầu máy v cờng độ hao mòn tổng hợp (hao mòn bình thờng) chúng, đ xác định đợc thời hạn l m việc cặp bánh xe hai kỳ giải thể v sửa chữa trục bánh xe theo tiêu tơng ứng, nhằm khôi phục biên dạng mặt lăn yêu cầu kỹ thuật (bảng 2.20), qua thấy chu kỳ giải thể, sửa chữa tính theo giá trị hao mòn cho phép mặt lăn ngắn so với tính theo giá trị hao mòn cho phép gờ bánh, điều có nghĩa l chu kỳ giải thể, sửa chữa phụ thuộc chủ yếu v o cờng độ hao mòn tuý mặt lăn không phụ thuộc v o cờng độ hao mòn tuý gờ bánh 5- Theo kết nhận đợc v theo đánh giá sơ bộ, chu kỳ sửa chữa h nh, hay nói xác chu kỳ giải thể trục bánh xe loại đầu máy đ khảo sát nêu kÐo d i thªm, thĨ l cã thĨ hiƯu chØnh chu kú n y b»ng c¸ch kÐo d i thêm khoảng 20.000 km chạy đầu máy D12E v khoảng 90.000 km đầu máy D9E v D13E Nếu chu kỳ sửa chữa đợc kéo d i thêm, hiệu vận dụng đầu máy đợc nâng cao 6- Căn lợng dự trữ hao mòn mặt lăn bánh xe v cờng độ hao mòn tổng hợp mặt lăn, dự báo sơ đợc tuổi thọ kỹ thuật tuý (không kể đến lợng gia công khí biên dạng mặt lăn v gờ bánh xe cấp sửa chữa) bánh xe đầu máy D12E l khoảng 600.000 km, đầu máy D9E l khoảng 2.000.000 km v D13E l khoảng 1.000.000 km (bảng 2.20) 2.6 Xác định tiêu độ tin cậy phần tử có h hỏng tiệm tíên (hao mòn) 2.6.1.Xác định tiêu độ tin cậy theo biểu mòn Để xác định tiêu độ tin cậy nhóm chi tiết bị m i mòn tiến h nh theo hai cách: - Đánh giá quy luật vật lý trình h hỏng; - Đánh giá thông tin thời gian hỏng trình hao mòn nhờ phơng pháp thống kê toán học Theo cách thứ nhất, ảnh hởng yếu tố chủ yếu đến độ tin cậy cần biết đợc đờng giải tích, dựa kết nghiên cứu trình cơ, lý, hoá lý, nhiệt, điện v cân lợng Nhng tính chất phức tạp trình biến đổi tính chất cặp chi tiết, tính đa dạng yếu tố ảnh hởng thờng không cho phép tìm nghiệm kín Theo cách thứ hai, đánh giá tiêu ®é tin cËy theo thêi gian háng v theo c¸c biểu mòn qua kết thử nghiệm, khảo sát, đo đạc, v.v Vì thực tế phân tích độ tin cậy, ngời ta thờng áp dụng phơng pháp n y Khi xác định độ tin cậy theo thời gian hỏng, điều cần thiết l phải có số liƯu thèng kª vỊ thêi gian háng ViƯc thu thËp sè liƯu Êy l nhiƯm vơ quan träng h ng đầu Nó liên quan tới mức độ xác kết luận đợc rút từ Khi nghiên cứu cặp chi tiết mẫu điều kiện thử không tự nhiên cần ý cho chế mòn mẫu thử phải thống với chế mòn cặp chi tiết thực điều kiện l m việc thực tế Tuy nhiên h hỏng quan sát đợc thờng ỏi, nhiều tốn phí, nên khó m định đợc luật phân phối tập tổng thể (tập to n bộ) Những nghiên cứu có hệ thống cho biết, tuổi thọ cặp ma sát thờng có phân phối chuẩn phân phối Veibull Nếu tham số hình dạng = 1, phân phối có dạng mũ Khi cờng độ hỏng không đổi, ứng với 59 giai đoạn l m việc ổn định cặp chi tiết sau thời gian chạy r Nếu cờng độ hỏng phụ thuộc thời gian Cờng độ hỏng giảm ( < 1) ứng với h hỏng sớm, thờng sai lầm lắp ráp v chế độ bôi trơn Cờng độ hỏng tăng ( > 1) ứng với h hỏng muộn m i mòn tăng dần, dẫn tới tình trạng mòn khốc liệt Đặc biệt = - 4, phân phối thời gian hỏng có dạng gần với dạng chuẩn Nhợc điểm cách đánh giá độ tin cậy theo thời gian hỏng l chỗ, không cho biết mối quan hệ tham số phân phối với thông số kết cấu nh thông số l m việc cặp ma sát Vì không cho phép rút kết luận tính chất vật lý trình h hỏng, tức l khó đa biện pháp hữu hiệu để nâng cao độ tin cậy cặp ma sát xét Đánh giá độ tin cậy theo biểu mòn tỏ thích hợp Các đại lợng đo đợc, đặc trng cho trình mòn, thờng l độ mòn, thể tích mòn, cờng độ mòn v mật độ lợng ma sát Xác định độ tin cậy theo biểu mòn l tìm mối quan hệ h m số đặc trng xác suất đại lợng ngẫu nhiên nói với thời gian khai thác Trong đa số trờng hợp, cờng độ trình mòn sau thời kỳ chạy r mô tả tr×nh dõng, tøc l theo nghÜa hĐp, kú väng v phơng sai cờng độ l số Nói cách khác, biểu mòn đợc coi l đờng thẳng, có hệ số góc (cờng độ mòn) l c = tg (hình 2.14) Nh mô hình biểu mòn đợc biểu diễn quan hệ tuyÕn tÝnh (2.1) I(t) = Ir + ct hay I(L) = Ir + cL , đó: Ir- ộ mòn sau thời gian chạy r ; c - Cờng độ hao mòn Nếu không kể thời kỳ chạy r , thời kỳ ngắn so với to n bé thêi gian phôc vô, ta cã I(t) = ct, (2.2) Quá trình mòn ngẫu nhiên với thời gian liên tục v phổ thực liên tục nh đợc quan niệm l trình Gauss I f(t) với I = Igh P(T t ) = ∫ f (t )dt , (2.10) t t Q (t ) = P(T < t ) = ∫ f (t )dt , (2.11) −∞ Thay f(t) tõ (5.9) v o biểu thức n y, ta đợc I − E ( I ) − E ( c) t r P ( t ) = Φ gh , [ D ( I r ) + D ( c) t ] E (I r ) + E (c) t − I gh , Q( t ) = Φ D ( I r ) + D ( c) t 2 [ ] (2.12) (2.13) Trong ®ã h m Φ (.) l h m ph©n phèi chuẩn hoá đợc lấy giá trị cách tra bảng Trong bảng 2.21 cho biết độ tin cậy cặp chi tiết ứng với dạng biểu mòn khác Trong thực tế thờng gặp mô hình v 3, mô hình v l trờng hợp đặc biệt Khi đ biết n biểu nhờ đo đạc, khảo sát thống kê v biết độ mòn khe hở giới hạn nhờ phơng pháp tính toán theo tiêu chuẩn, quy trình quy định, việc xác định độ tin cậy cặp ma sát đợc tiến h nh theo trình tự sau đây: - Mỗi biểu mòn đợc thay đờng thẳng theo phơng pháp bình phơng bé nhất; 61 - Xác định độ mòn trình chạy r I ri (nếu cần) v cờng độ hao mòn ci cho biểu hiện; - Xác định quy luật phân phối thực nghiệm v phân phối lý thuyết; - Kiểm nghiệm phù hợp phân phối thực nghiệm với phân phối lý thuyết tiêu chuẩn tiêu chuẩn Kolgomorop; - Xác định giá trị kỳ vọng v phơng sai tơng ứng: E(Ir); E(c); D(Ir) v D(c); - Với độ mòn giới hạn đ biết tiến h nh xác định tiêu ®é tin cËy theo (2.10) v (2.11); Ngo i xác định tiêu khác độ tin cậy Chẳng hạn để xác định tuổi thọ gamma phần trăm, từ (2.11) rút phân vị x phân phối chuẩn: (2.14) x[D(Ir) + D(c)t2]1/2 = E(Ir) + E(c)t - Igh Víi x¸c st γ% cho trớc, xác định đợc x cách tra bảng Thay giá trị đ biết v o(1.14) v giải phơng trình n y theo t, ta đợc tuổi thọ gamma phần trăm Tuổi thọ trung bình l ti thä øng víi γ% = 50%, ®ã Φ = 0,5 Vậy từ (2.14) ta đợc I E (I r ) , (2.15) t50 = gh E (c ) Bảng 2.21 Xác suất hỏng dạng biểu mòn khác Biểu đồ biểu mòn Các thông số độ tin cậy E[I(t)] = E(Ir) +E(c)t D[I(t)] = D(Ir) +D(c)t2 E ( I r ) + E (c)t − I gh Q (t ) = Φ [ D ( I r ) + D(c)t ] E[I(t)] = Ir + E(c)t ; E(Ir) = Ir = const D[I(t)] = D(c)t2 ; D(Ir) = E ( I r ) + E (c)t − I gh Q (t ) = Φ D (c)t E[I(t)] = E(c)t ; E(Ir) = D[I(t)] = D(c)t2 ; D(Ir) = E (c)t − I gh Q (t ) = Φ D (c )t E[I(t)] = E(Ir) + ct ; E(c) = c = const D[I(t)] = D(Ir) ; D(c) = E ( I r ) + ct − I gh Q (t ) = D( I r ) Igh Igh Igh E(Ir) Igh Cũng xác định gần tuổi thọ trung bình theo GOST 19460-74 ứng với phân phối Bernstein: I _ E(Ir ) D (c ) t ≈ gh 1 + , E ( c ) E (c ) hc [ ] t ≈ t50 + ν ( c) , (2.16) Công thức (2.16) cho kết c ng xác hệ số biến động cờng độ hao mòn (c) c ng nhỏ 62 Đôi ngời ta cần giải vấn đề ngợc lại: xác định đại lợng đặc trng trình mòn cho cặp chi tiết đạt đợc độ tin cậy cho tr−íc Khi ®ã tõ (2.11); (2.12) v (2.15) cã thĨ rút đợc Igh v c Các dạng h m cờng độ hỏng loại phân bố khác đợc thể hình 1.15 (t) t Hình 2.15 Các dạng h m cờng độ hỏng loại phân bố khác nhau: 1- Mũ; 2- Logarit chuẩn; 3- Erlang; 4- R¬lei; 5- Veibull; 6- Gamma; 7- ChuÈn 2.6.3 Một số lu ý xử lí số liệu đánh giá độ tin cậy phần tử có hao mòn Giả sử tiến h nh quan trắc N phần tử kiểu khoảng thời gian t, n(t) l số lợng phần tử bị h hỏng khoảng thời gian đó, v xác định đợc thời điểm xuất h hỏng phân tử Trên sở số liệu thống kê đó, tiến h nh xác định giá trị gần h m tin cậy thời điểm t1, t2, , tk: PN(t1); PN(t2); …; PN(tk) theo c«ng thøc N − n(t ) P(t) ≈ PN(t) = , (2.17) N v giá trị tơng ứng h m QN(t) theo công thøc (2.18) QN(t) = – PN(t), ®ã: QN(t) - H m thực nghiệm phân phối đại lợng ngÉu nhiªn T- Thêi gian l m viƯc tíi h− hỏng (km khối lợng l m việc đầu máy) Nếu nh xác định xác thời điểm h hỏng chi tiết QN(t) biểu diễn cách gần cho [0, t] tõ biÓu thøc (2.18) n(t ) QN(t) ≈ , (2.19) N Nh−ng th«ng th−êng ta chØ biÕt chÝnh xác h hỏng đột xuất, có nghĩa l ta xác định Qđx(t) cách thực tế theo biểu thức (2.19), Qdd(t) ta cha biết (xem biĨu thøc P(t) = [1 – Q®x(t)] [1 – Qdd(t)]) Trong trờng hợp n y nên sử dụng phơng pháp luận sau cho việc đánh giá Qdd(t) Đầu tiên xác định đặc trng diễn biến hao mòn theo thời gian v giá trị cho phép giới hạn Igh Trên khoảng thời gian tiến h nh xác định giá trị độ mòn trung bình I t v ®é lƯch σ t cđa nã theo biĨu thøc tổng quát sau đây: - Giá trị trung bình kÝch th−íc mÉu: 63 k ∑x x= j nj j =1 , k ∑n (2.20) j j =1 ®ã: k – S l−ỵng nhãm [(x1, x2…) (x5, x6…), … xn-1, xn)]; x j - Giá trị trung bình số häc cđa tham sè nhãm; nj - Sè l−ỵng giá trị thông số nhóm - Độ lệch tham số khảo sát hay độ lệch σ : k σ =± ∑ (x j − x) n j j =1 (2.21) n ®ã: n - Tỉng sè quan tr¾c cđa tham sè; x j , x, n j - Xem biÓu thøc (2.20) sau ®ã liªn kÕt chóng b»ng h m sè theo thêi gian Thờng thờng h m n y đợc mô tả biểu thức thực nghiệm parabol I t = a (t −t ) b σ t = c(t − t ) + σ d ®èi víi t > t0 (2.22) (2.23) ®ã: t - Thêi kú l m viƯc cđa chi tiÕt; - Sai lệch kích thớc chi tiết mới; a, b, c, d- Các hệ số đặc trng, xác định phơng pháp xấp xỉ ; [0, t0]- Thời kỳ khảo sát Nếu mối quan hệ n y đợc xác định thời kỳ quan trắc trùng hợp với thời gian l m việc không hỏng chúng cho phép thực phép ngoại suy v tính toán thời kỳ l m việc không hỏng Tbđ tõ ®iỊu kiƯn P(t)=0,9973, cã nghÜa l : I gh = I t + 3σ t (2.24) ®ã: t = Tbđ Xác suất h hỏng tham số theo biểu thức (2.24) xác định theo công thøc: Qdd (t ) = víi (2.25) 1 I t − I gh + Φ( ), 2 σt (2.26) I gh < I t Qdd (t ) = víi 1 I gh − I t ), − Φ( 2 σt I gh < I t đó: (x) - Giá trị bảng tích phân Gauss h m Laplat (bảng 2.22) Khi I gh = I t giá trị Qdd(t) = 0,5 64 Bảng 2.22 Bảng giá trị (x ) x (x ) 1,00 0,6827 1,05 0,7063 1,10 0,7287 1,15 0,7499 x 0,00 0,05 0,10 0,15 Φ (x ) 0,0000 0,0399 0,0797 0,1192 x 2,00 2,05 2,10 2,15 Φ (x ) 0,9545 0,9596 0,9643 0,9684 0,20 0,25 0,30 0,35 0,1585 0,1974 0,2358 0,2737 1,20 1,25 1,30 1,35 0,7699 0,7887 0,8064 0,8230 2,20 2,25 2,30 2,35 0,9722 0,9756 0,9786 0,9812 0,40 0,45 0,50 0,55 0,3108 0,3473 0,3829 0,4177 1,40 1,45 1,50 1,55 0,8385 0,8529 0,8664 0,8789 2,40 2,45 2,50 2,55 0,9836 0,9857 0,9876 0,9892 0,60 0,65 0,70 0,75 0,4545 0,4843 0,5161 0,5467 1,60 1,65 1,70 1,75 0,8904 0,9011 0,9109 0,9199 2,60 2,65 2,70 2,75 0,9907 0,9920 0,9931 0,9940 0,80 0,85 0,90 0,95 1,00 0,5763 0,6047 0,6319 0,6579 0,6827 1,80 1,85 1,90 1,95 2,00 0,9218 0,9357 0,9426 0,9488 0,9545 2,80 2,85 2,90 2,95 3,00 0,9949 0,9956 0,9963 0,9968 0,9973 Việc xác định Q(t) gặp nhiều khó khăn có thay phần chi tiết trình sửa chữa trung gian, cã nghÜa l hƯ thèng cã phơc hồi Trong trờng hợp n y xác định xác suất hỏng chi tiết theo biểu thức (2.25) v (2.26), sau l xác suất hỏng thực tế đ giảm lợng xác suất chuẩn thay chúng sửa chữa trớc đó: (2.27) Q(t) = Q2(t) Q1(t), đó: Q1(t) - Xác suất thay sửa chữa trớc Q2(t) - Xác suất thay lần sửa chữa xét Nếu chi tiết đ đợc thay h hỏng với xác suất Q3(t) xác suất thay thực tế đợc xác định theo biÓu thøc: Q(t) = Q2(t) – Q1(t) + Q1(t).Q3(t), (2.28) §ång thêi theo c¸c biĨu thøc (2.27) v (2.28) cã thể xác định Q(t) v th nh phần Qđx(t) v Qdd(t) Trên sở giá trị QN(t) PN(t) nhận đợc theo số liệu thống kê tiến h nh lựa chọn h m phân phối: chuẩn, siêu bội, Veibull v.v Các h m phân phối đợc kiểm nghiệm theo tiêu chuẩn phù hợp ® biÕt (tiªu chuÈn χ2) Th−êng th−êng, nhÊt l ®èi víi c¸c hƯ thèng phơc håi, c¸c h m thùc nghiệm QN(t) v PN(t) thờng phức tạp xuất phát từ quan điểm lựa chọn phân phối lý thuyết, có bớc nhảy đột ngột thời điểm phục hồi sửa chữa Trong trờng hợp n y sử dụng biểu thị hình học (đồ thị) h m n y theo điểm thiết lập số liệu thực nghiệm Khi đó, để xác định chi tiết v phận xung yếu cần tiến h nh xây dựng toán đồ Tbđ Trên toán đồ n y biểu thị vùng tơng ứng với vùng sửa chữa Các chi tiết m tuổi thọ Tbđ nhỏ chu kỳ sửa chữa đợc gọi l chi tiÕt “xung u” theo quan ®iĨm ®é tin cËy 65 66 chơng III Độ tin cậy đầu máy nh hệ thống kỹ thuật độc lập 3.1 Cơ sở đánh giá độ tin cậy đầu máy nh hệ thống kỹ thuật độc lập Hiệu hoạt động hệ thống kỹ thuật phức hợp đợc đánh giá đặc trng chất lợng hoạt động, thể qua xác xuất trạng thái Đối với hệ kỹ thuật phức hợp nh đầu máy diezel, đặc trng chất lợng đợc biểu chỗ, trình vận dụng đầu máy phải kéo đo n t u tuyến (trên đờng vận h nh) cách thông suốt, theo quy định biểu đồ chạy tầu đ thiết lập lập, cố gây trở ngại chạy tầu, l m phá vỡ biểu đồ chạy tầu kế hoạch v gây gián đoạn trình chạy tầu Theo quan điểm độ tin cậy, đầu máy l hệ thống bao gồm nhiều phần tử cấu th nh, phần tử có chức xác định v có tiêu độ tin cậy riêng Trên đầu máy diezel có h ng ng n chi tiết với chức khác Tuy nhiên, theo quan ®iĨm kÕt cÊu cịng nh− theo quan ®iĨm ®é tin cậy, đầu máy phân th nh phân hệ bản, bao gồm: động diezel, phận truyền động, phận chạy, trang thiết bị phụ v ®iỊu khiĨn Khi vËn h nh kÐo ®o n tầu tuyến, có cố h hỏng phận nh: động diezel, truyền động, phận chạy, trang thiết bị phụ v điều khiển, dẫn đến đầu máy phải dừng tầu để phát v khắc phục cố h hỏng, v nh phá vỡ biểu đồ chạy t u theo kế hoạch, l m giảm hiệu khai thác đầu máy nói riêng v khu đoạn đờng sắt nói chung Xét mặt cấu trúc v theo quan điểm độ tin cậy, tất phân hệ đầu máy liên kết nối tiếp với nhau, cã nghÜa l sù h− háng ho n to n số phần tử l m cho to n hệ thống (đầu máy) bị h hỏng Thời gian lần h hỏng phần tử hệ thống v thời gian phục hồi khả l m việc chúng l đại lợng ngẫu nhiên Trạng thái hệ thống thời điểm t đợc xác định trạng thái phần tử (hoặc phân hệ) thời điểm Khi tất các phần tử (hoặc phân hệ) ho n hảo (không hỏng) hệ ho n hảo (không hỏng) Khi có phần tử (hoặc phân hệ) n o bị h hỏng hệ thống khả l m việc Cùng với hai trạng thái giới hạn (trạng thái biên) kể trên, hệ nằm trạng thái trung gian khác, m phần khả l m việc Sự chuyển tiếp hệ thống từ trạng thái n y sang trạng thái khác liên quan tới h hỏng phục hồi phần tử (hoặc phân hệ) Nh vậy, để đánh giá chất lợng l m việc hệ thống cần phải biết xác suất trạng thái cuả khoảng thời gian xác định n o Đối với hệ thống kỹ thuật nh đầu máy, trạng thái hệ thời điểm đợc biểu diễn cách tổng quát véctơ X (t), biểu thị mô hình toán học hoạt động [16]: x1 (t ) x2 (t ) X (t ) = x3 (t ) Trong đó: (3.1) xn (t ) n- Số lợng phần tử (hoặc phân hệ) hệ thống; xi (t) - H m mô tả trạng thái phần tư (ph©n hƯ) thø i cđa hƯ H m biĨu diễn trạng thái phần tử thứ i hệ thống đợc xác định nh sau: 66 xi (t ) = 0 < xi (t ) < nÕu phÇn tư thø i có khả l m việc phần tử thứ i phần khả l m việc phần tử thứ i khả l m việc cần có số giả thiết nh sau: - Các dòng h hỏng v dòng phục hồi hệ thống l dòng đơn trị, có nghĩa l thời điểm phần tử bị h hỏng đợc phục hồi xong; - Quá trình hoạt động hệ thống v phần tử l trình xác lập (quá trình dừng), nghĩa l cờng độ h hỏng phần tử l không đổi theo thời gian Nh vậy, đầu máy nằm trạng thái l m việc v đảm bảo thực 100% biểu đồ chạy t u, trạng thái l m viƯc víi hiƯu qu¶ gi¶m thÊp mét phần tử bị h hỏng phần, v cuối l nằm trạng thái không l m việc phần tử bị h hỏng ho n to n, v khả thực biểu đồ chạy t u l 0% Tập hợp đầy đủ trạng thái hệ thống (đầu máy) bao gồm: Trạng thái 1- Trạng thái l m việc hệ thống: tất phần tử-phân hệ ho n hảo (không hỏng) v sẵn s ng thực trình vận chuyển Trạng thái - Hệ thống l m việc với hiệu thấp phân hệ động diezel bị phần khả l m việc (l m việc chất lợng) Trạng thái 3- Hệ thống không l m việc phân hệ động diezel ho n to n khả l m việc (bị h hỏng) Trạng thái 4- Hệ thống l m việc với hiệu thấp phân hệ truyền động bị phần khả l m việc (l m việc chất lợng) Trạng thái 5- Hệ thống không l m việc phân hệ truyền động ho n to n khả l m việc (bị h hỏng) Trạng thái 6- Hệ thống l m việc với hiệu thấp phân hệ phận chạy bị phần khả l m việc (l m việc chất lợng) Trạng thái 7- Hệ thống không l m việc phân hệ phận chạy ho n to n khả l m việc (bị h hỏng) Trạng thái 8- Hệ thống l m việc với hiệu thấp phân hệ trang thiết bị phụ bị phần khả l m việc (l m việc chất lợng) Trạng thái 9- Hệ thống không l m việc phân hệ trang thiết bị phụ ho n to n khả l m việc (bị h hỏng) Trạng thái 10- Hệ thống không l m việc phân hệ điều khiển ho n to n khả l m viƯc (bÞ h− háng) Sù chun tiÕp cđa đầu máy (hệ thống) từ trạng thái n y sang trạng thái khác đợc đặc trng h hỏng phục hồi phần tử-phân hệ n o hệ thống Mỗi phần tử-phân hệ đợc ®Ỉc tr−ng bëi kú väng thêi gian l m viƯc lần h hỏng chúng Tlvi v cờng ®é háng λij; bëi kú väng thêi gian phôc håi Tfhi v cờng độ phục hồi àji [6,7] Trong trờng hợp đại lợng ngẫu nhiên thời gian l m việc lần hỏng v thời gian phục hồi (thời gian gián đoạn chạy t u)) tuân theo luật phân bố mũ cờng độ hỏng v cờng độ phục hồi phần tử -phân hệ đợc xác định v ij = 1/Tlvi , ji = 1/Tfhi (3.2) (3.3) Trong ®ã: λij - c−êng ®é chuyển tiếp hệ từ trạng thái l m việc không hỏng sang trạng thái j n o phần tử n o phần khả l m việc ho n to n khả l m việc (bị h hỏng);[ hay nói khác, ij l cờng độ hỏng phần tử thứ i, cờng độ chuyển tiếp hệ từ trạng thái l m việc không hỏng sang trạng thái khả l m việc j h hỏng phÇn tư thø i]; 67 Tlvi - Kú väng thêi gian l m việc lần h hỏng phần tử thứ i; àji - Cờng độ chuyển tiếp hệ từ trạng thái j n o sang trạng thái có khả l m việc h hỏng phần h hỏng ho n to n phần tử n o đợc phục hồi; [ hay nói khác, àji l cờng độ phục hồi phần tử thứ i, cờng độ chuyển tiếp hệ từ trạng thái khả l m viƯc j h− háng cđa phÇn tư thứ i sang trạng thái l m việc hệ sau phần tử thứ i đợc phục hồi] Tfhi- Kú väng thêi gian phơc håi cđa phÇn tư thø i Trong trờng hợp n y hệ thống đợc xác định xác suất trạng thái ban đầu v b»ng ma trËn x¸c st chun tiÕp Pij(t1,t2), ma trËn n y đợc xây dựng nhờ grap trạng thái (hình 3.1) 31 t t à2 ∆t ∆t ∆t ∆t λ4 λ1 µ5 λ1 1-(µ41 +λ45 )∆t ∆t µ3 1-(µ21 +λ23)∆t λ 15 ∆t ∆t 51 µ ∆t ∆t ∆t λ2 λ1 µ3 1-µ101∆t µ4 51 λ110∆t 18 λ ∆t 19 λ ∆t µ 81 ∆t 10 µ101∆t λ1 µ6 ∆t ∆t µ7 λ1 ∆t t 7∆ 1∆ t µ9 µ7 t 1-(µ81 +λ89)∆t 1-(µ61 +λ67)∆t 6∆ λ6 9∆ t λ8 7∆ t ∆ t 98 µ 1-µ91∆t 1- 71 t Hình 3.1 Grap trạng thái hệ thống đầu máy diezel Giả sử h m Pij(t1,t2) xác định giá trị bất kú cđa t1 v t2 (≥ t1) C¸c x¸c st n y thoả m n điều kiện: Pij(t1,t2) 0 ®èi víi i ≠ j lim Pij (t1 , t ) = t → t1 1 ®èi víi i = j Σ Pij(t1,t2) = ®èi với i Vì trình tồn hệ thống l đồng Pij(t1,t2) = Pij(t) v trạng thái i v j giá trị t (>0) m Pi(t) > Tập hợp cờng độ chuyển tiếp trạng thái đợc cho bảng 3.1 68 ... Tbđ Trên toán đồ n y biểu thị vùng tơng ứng với vùng sửa chữa Các chi tiết m tuổi thọ Tbđ nhỏ chu kỳ sửa chữa đợc gọi l chi tiết xung yếu theo quan điểm độ tin cậy 65 66 chơng III Độ tin cậy đầu. .. gây gián đoạn trình chạy tầu Theo quan điểm độ tin cậy, đầu máy l hệ thống bao gồm nhiều phần tử cấu th nh, phần tử có chức xác định v có tiêu độ tin cậy riêng Trên đầu máy diezel có h ng ng n chi. .. cậy đầu máy nh hệ thống kỹ thuật độc lập 3.1 Cơ sở đánh giá độ tin cậy đầu máy nh hệ thống kỹ thuật độc lập Hiệu hoạt động hệ thống kỹ thuật phức hợp đợc đánh giá đặc trng chất lợng hoạt động,