Влияние эксплуатационных факторов на надежность очистных комплексов и оценка надежности их элементов

Средства механизации очистных работ на калийных рудниках претерпели в последние годы существенные количественные и качественные изменения. Их развитие шло от механизации отдельных основных операций процесса выемки полезного ископаемого в очистном забое к комплексной механизации и автоматизации всего технического процесса. Комплексная механизация и автоматизация всех процессов добычи калийной руды предусматривает взаимодействие и одновременную работу различных машин и механизмов, объединенных единым технологическим процессом. Вследствие многозвенности и определенной последовательности работы оборудования недостаточная надежность отдельных машин и механизмов приводит к снижению полезного (машинного) времени работы всего комплекса [2]. Выход из строя любого из механизмов комплекса приводит, как правило, к остановке очистных работ в забое, поэтому требования к надежности каждого механизма комплекса значительно повышаются.

Поломки очистного оборудования (выемочные машины, механизированные крепи, скребковые конвейеры) в своем большинстве происходят при кратковременном однократном статическом и динамическом нагружениях или длительном статическом нагружении. Поломки усталостного характера, вызванные длительным действием знакопеременных нагрузок, случаются реже. Это объясняется тем, что очистное оборудование подвержено нагрузкам высокого уровня, что приводит к разрушению деталей при напряжениях, превышающих предел их выносливости.

Основной функцией очистных комплексов является осуществление добычи калийной руды с требуемой производительностью работы, определяемой из условия обеспечения заданной нагрузки на очистной забой и производительности труда рабочих.

Влияние длины лавы на уровень надежности очистных комплексов. Совершенствование горного хозяйства и повышение экономических показателей работы калийных рудников связано с непрерывным увеличением длины очистных забоев, а следовательно, и длины очистных комплексов. Поскольку с изменением длины забойного оборудования меняются длина скребковых цепей конвейеров, число линейных секций их рештачного става и секций механизированных крепей, а также режим работы различных элементов, то показатели надежности однотипного забойного оборудования не будут оставаться постоянными [3].

В целях анализа зависимости наработки на отказ Т забойного оборудования от его длины L обычно рассматриваются две или три группы элементов [4], а именно: элементы, число которых изменяется ступенчато при существенном изменении длины комплекса и элементы, число и длина которых изменяются прямо пропорционально L .

К первой группе могут быть отнесены все элементы очистных комбайнов (за исключением электрических кабелей), приводы конвейеров, элементы насосных станций механизированных крепей, крепей сопряжений лавы со штреками и другие.

Общее число элементов первой группы: ч_I

N I ( L ) = X N i = const,        (1)

i=i где N – количество элементов i-го типа; ч – число типов элементов, количество которых не зависит от L.

Ко второй группе относятся все элементы секций механизированной крепи, линейные секции рештачного става и скребки забойных скребковых конвейеров, электрические кабели комбайнов, магистральные трубопроводы механизированных крепей и т.п [5].

Число элементов второй группы связано с длиной забойного оборудования следующим образом:

чII

N ii ( L ) = X K j L ,            (2)

j = 1

где Kj = A N - коэффициент пропорциональности изменения общего количества элементов j-го типа (для линейных элементов шт

K = 1), —; чп - число типов элементов, м количество и длина которых изменяется пропорционально L.

Необходимо отметить, что постоянство числа элементов первой группы, или измен- чивость по линейному закону числа элементов второй группы не определяют однозначно постоянство или изменчивость величины параметра потока отказов совокупности однотипных элементов первой (госJ или второй (госп) групп. Условие гос1 = го,N = const будет соблюдено, если го, = const, что в свою очередь определяется также режимом работы элементов, который с ростом L может ухудшаться, улучшаться или оставаться неизменным [6].

Режимы нагружения элементов очистных комбайнов, если пренебречь некоторым изменением динамики процесса их работы, можно считать практически не зависящими от L , то есть в этом случае соблюдается условие го_с1 = го, N = const. Не зависит от L также и отнесенная к 1 пог. м величина параметра потока внезапных отказов электрических кабелей комбайнов [7]. Но в связи с тем, что длина таких элементов изменяется прямопропорционально L , параметр потока отказов для совокупности таких элементов является функцией L , то есть го_с11 = го_у L . Величина нагрузки тяговых цепей и приводов забойных скребковых конвейеров увеличивается с ростом L , поэтому для первых ro _cII = го j ( L ) , а для вторых го_с11 = го_у ( L ) N . С ростом L будет возрастать длительность воздействия нагрузки на элементы секции механизированной крепи, обеспечивающие работу секций по поддержанию кровли. Для этого случая го_сП = го j ⁽ L }N^L .

Для элементов циклического действия, когда число рабочих циклов, приходящихся на единицу времени эффективной работы очистного комплекса [8], обратно пропорционально L, а общее число элементов увеличивается прямо пропорционально L, параметр потока отказов совокупности однотипных элементов будет оставаться неизменным. Так, например, величина гос для обратных клапанов гидрозамков стоек крепей, секции ко- торых перемещаются вслед за проходом очист ного комбайна, не зависит от L и равна, ,

ч

60V гог =----- ANL , cnL пе р

где  Vп – рабочая скорость подачи комбайна, м/мин;

L – длина лавы, м;

n _пер – наработка на отказ обратного клапана, измеряемая числом передвижек секций крепи;

AN - количество элементов на 1 пог. м длины комплекса.

В общем случае можно представить

ч,ч, аа

£<->«+£<-> » ( L )

i=1

где ш_сг и to_cj - значения параметров потоков отказов для совокупности элементов i -го или j -го конструктивных типов;

ч – число типов элементов, для которых ®_Ci. = const;

to_CJ - число типов элементов, для которых о j = ^{ф (} L ) .

При этом имеется в виду, что величины ш_сг и w_cy постоянны во времени t .

Задача по определению количественных зависимостей T ( L ) для различных типов систем забойного оборудования решалась с помощью корреляционного анализа. Полученные эмпирические зависимости для очистных комплексов с узкозахватными комбайнами для слоевой и валовой (рис. 1) выемки описываются уравнением гиперболы вида [9], мин,

^T ( ^L ) = -О^ + в.          (5)

Значения параметров а, в и С (табл. 1) получены по алгоритму и программе для ЭВМ.

Рис. 1. Зависимость времени наработки на отказ очистного комплекса СЛ-500С

Fig. 1. Mean-time-between-failures of SL-500S stoping complex as function of face length

Таблица 1

Параметры формулы (5) и показатели надежности коэффициента корреляции

Parameters of formula (5) and the correlation coefficient reliability indicators

Забойное оборудование	Пределы измерения L , м	Значения параметров			Корреляционное отношение r	Надежность корреляционного отношения μ
		α	в	С
СЛ-500С	150…250	1070	28	118	0,73	10,4

Приведенные в табл. 1 значения полученных корреляционных отношений указывают на хорошую тесноту связи между Т и L .

Согласно теореме Ляпунова [3, 4] при ц > 3 можно утверждать, что связь между ис- следуемыми величинами надежна и зависимость Т от L является объективной.

Для установления характера зависимости среднего времени восстановления комплекса от его длины целесообразно также рассматривать два типа отказов, длительность ликвидации которых не зависит от L . Не зависит от длины время устранения отказов концевых элементов комплекса с той стороны очистного забоя, где обычно находится ремонтный рабочий (дежурный электрослесарь) [10, 11]. Практически не зависит от L также и время устранения отказов элементов комплекса, расположенного в очистном забое, для ликвидации которых не требуются запасные части или специальный инструмент. Сюда можно отнести отказы типа «сход комбайна с конвейера», «наклон» и «перекос» секции крепи. Подобные отказы устраняются обычно рабочими очистного забоя, или же к их ликвидации приступают, не ожидая прихода ремонтного рабочего.

В общем виде зависимость величины среднего времени восстановления комплекса от его длины имеет вид

Т в ( L ) =

n_i             n j                    n j

Z t Bi V ^ t впост ₊E t B j ( L )

J=1— ^j =l-------- ^j =l----- ,  (6)

n + n где  t B i - время ликвидации  i-го  отказа, длительность устранения которого не зависит от L;

t _{в j пос} т — постоянная составляющая времени ликвидации j -го отказа, длительность устранения которого зависит от L ;

• t _{в /} ( L ) - переменная составляющая времени ликвидации j -го отказа;

• n , п^ - общее число отказов i -го и j -го

Постоянная составляющая времени ликвидации j -го отказа t_BjTOCT включает в себя время ремонта или замены элемента, а также затраты времени на опробование оборудования после ремонта и простои по организационным причинам.

Переменная составляющая t _BД L ) учитывает затраты времени на обнаружение отказа, состоящие из времени перемещения ремонтного рабочего по лаве и поиска отказа, и времени на доставку необходимых запасных элементов. Изменение переменной составляющей времени ликвидации отказов j -го типа описывается следующим выражением:

t вj (L ^-^ L + А t вj (L), (7) раб где V 6 - средняя скорость перемещения ремонтного рабочего по лаве;

А t _B■( L ) - дополнительные затраты времени на доставку запасного элемента, несовмещенные с перемещением ремонтного рабочего;

а - коэффициент, учитывающий наиболее вероятный путь перемещения ремонтного рабочего.

Для существующих комплексов при ликвидации отказов забойных элементов оборудования величина а может быть принята равной 0,5.

Экспериментальные исследования показали, что для выемочных комплексов зависимость среднего времени восстановления комплекса от длины лавы является прямолинейной (рис. 2), мин,

Т _в =а + eL. (8)

Значения параметров а и e в формуле (8) для исследованных типов забойного оборудования, а также полученные величины коэффициентов корреляции r и показателей надежности коэффициентов корреляции ц приведены в табл. 2.

типов.

Таблица 2

Рис. 2. Зависимости времени восстановления T _в отказов очистного комплекса СЛ-500С от длины лавы L

Параметры формулы (8) и показателя надежности коэффициентов корреляции

Parameters of formula (8) and the correlation coefficient reliability indicators

Забойное оборудование	Пределы измерения L , м	Значения параметров		Коэффициент корреляции r	Надежность коэффициента корреляции μ
		α	e
СЛ-500С	150^250	-22	0,31	0,53	3,7

Fig. 2. SL-500S stoping complex recovery time ( T в ) (after failure) as function of face length ( L )

Следствием снижения величины наработки на отказ и увеличения среднего времени восстановления с ростом L является уменьшение величины коэффициента готовности (9), так как

K r ^{( L} ^ . ^

Анализ зависимости коэффициента готовности очистных комплексов от длины лавы показал, что длина очистных комплексов не является фактором, однозначно определяющим степень снижения наработки на отказ и увеличения среднего времени восстановления.

Влияние сопротивляемости калийной руды резанию и мощности пласта на уровень надежности забойного оборудования. При выемке калийной руды очистными комплексами основным фактором, сдерживающим развитие добычи, является сопротивляемость пород резанию А , кН/м [13].

Использование метода парной корреляции позволило установить связь между наработкой на отказ и средним временем восстановления забойного оборудования, с одной стороны, и отдельно взятыми горнотехническими и горно-геологическими факторами, с другой.

Для определения комбинированного действия ряда факторов на одну зависимую переменную был использован метод множественной корреляции, который дает возможность выявить совместное влияние на надежность забойного оборудования совокупности перечисленных факторов, отделить основные факторы от второстепенных, определить долю участия разных факторов в формировании показателей надежности.

Пределы изменения факторов, их средние значения и средние квадратичные отклонения приведены в табл. 3.

Совместное влияние на наработку на отказ очистного комплекса, его длины и сопротивляемости калийной руды резанию оценивается формулой, мин,

T = 17100 + 2200 - ₅₉ ,

L A - 75

при R_t,_l,a = 0,65 ± 0,065; R_{T L}__А = 0,65 ± 0,065; d = 0 , 42; р = 9,6 .

Таблица 3

Рис. 3. Корреляционная связь между наработкой на отказ комплекса СЛ-500С от длины лавы и сопротивляемости калийных руд резанию

Определение пределов изменения факторов очистного комплекса СЛ-500С

Determination of the SL-500S stoping complex factors variation limits

Наименование факторов	Среднее значение аргумента	Размах варьирования аргумента	Среднее квадратическое отклонение
Длина лавы L л , м	150	126-250	33
Сопротивляемость калийной руды резанию А , кН/м	265	128-196	20

Fig. 3. Correlation between the mean-time-between-failures of SL-500S stoping complex and the face length/the potash ore cuttability

Высокие значения коэффициентов R множественной корреляции и коэффициентов d детерминации в уравнениях указывают на то, что учтены основные факторы, влияющие на наработку на отказ рассмотренных типов забойного оборудования, и объективно отражается взаимосвязь Т с горно- геологическими и горнотехническими условиями эксплуатации очистных комплексов [14].

Для определения степени влияния каждого из рассмотренных факторов на наработку на отказ очистного комплекса СЛ-500С из корреляционных уравнений (10) были найде- ны частные корреляционные уравнения связи между изучаемые признаками [15]. При средних значениях аргументов (признаков), приведенных в табл. 3, частные уравнения для комплекса СЛ-500С имеют вид, мин,

Т ( L ) = -125° + 10, ^v ’ L - 93

Т (A ) = -2100- +12.

^v ’ A - 80

Построенные по уравнениям (11), (12) графики приведены на рис. 3.

График наглядно свидетельствуют о том, что наибольшее влияние на величину наработки на отказ очистных комплексов оказывает их длина, а затем и мощность вынимаемого пласта.

Совместное влияние рассматриваемых факторов на величину среднего времени восстановления для комплекса СЛ-500С описывается корреляционным уравнением, мин,

Т_в = 0,3 L - 23 m - 1, (13) при R = 0,65 ... 0,14; р = 6,2;; d = 0,42.

Из уравнения (13) могут быть получены частные корреляционные уравнения, которые для комплекса СЛ-500С имеют вид, мин,

Т в ( L ) = 0,3 L - 16, (14)

Т _в ( m ) = 66 - 23 m , (15)

Анализ уравнений (14), (15) показывает, что, как и в случае с наработкой на отказ, длина лавы является фактором, оказывающим наиболее существенное влияние на ве- личину среднего времени восстановления забойного оборудования.

Влияние режима работы очистного забоя на уровень надежности забойного оборудования. Установлено, что вероятность безотказной работы комплекса тем меньше, чем больше время между плановопредупредительными ремонтами. В [16] указывается, что на количество постепенных отказов забойного оборудования в значительной степени влияют величина межремонтного периода и трудоресурс ремонтной смены. О вероятности возникновения износовых отказов при различных трудоресурсах и периодах технического обслуживания можно судить по данным, приведенным в табл. 4.

Обработка статистических данных по комплексу СЛ-500С позволила получить коэффициент технического обслуживания K то и

установить количество отказов [17], возни-

кающих в течение суток, анализ которых показывает, что режим работы очистного забоя

существенно влияет на уровень надежности

комплекса.

Корреляционное уравнение связи числа отказов в сутки n сут и величины коэффициента K то имеет вид:

п сут

5,1

—

к то + 0 , 5

0,6,

при K _то = 0 — 1,22; r = 0,74; ц = 8,3 и трудоре-сурсе технического обслуживания, равном 18–24 чел/ч.

Изменение количества отказов в сутки в зависимости от коэффициента технического обслуживания очистного комбайна СЛ-500С представлено на рис. 4.

Таблица 4

Вероятность возникновения износовых отказов при различных трудоресурсах и периодах технического обслуживания очистного комплекса СЛ-500С

Рис. 4. Изменение количества отказов в сутки в зависимости от коэффициента технического обслуживания очистного комбайна СЛ-500С

Probability of wear-out failures at different maintenance man-hour values and maintenance frequency for the SL-500S stoping complex

Трудоресурс ремонтной смены, чел/ч	Вероятность возникновения износовых отказов за межремонтный период t мр , ч
	18	42	66	144
18	0,030	0,080	0,145	0,495
30	0,010	0,035	0,095	0,245
42	0,001	0,010	0,020	0,115

Fig. 4. Number of failures per day as function of maintenance factor of SL-500S stoping complex

Из графика на рис. 4 следует, что среднее количество отказов очистного комплекса СЛ-500С в сутки достигает минимума и практически стабилизируется при значениях К₀ = 0,9 - 1,0, что соответствует трехсменному режиму по добыче и одной 6-часовой ремонтной смене в сутки. Выполненные исследования позволили установить, что для различных типов забойного оборудования существует предел увеличения среднего срока межремонтного периода за счет увеличения трудоресурса ремонтной смены. Этот предел зависит от сложности применяемого оборудования [18, 19].

Заключение

Из горно-геологических факторов наиболее существенное влияние на безотказность работы очистных машин комплексов оказывает сопротивляемость калийных руд резанию, а на безотказность очистных комплексов – мощность. С увеличением указанных параметров наработка на отказ забойного оборудования уменьшается. Среднее время восстановления забойного оборудования с увеличением мощности пласта снижается.

Изменение потока отказов сложного забойного оборудования в зависимости от длительности его эксплуатации характеризуется в общем случае последовательностью типичных диаграмм с возрастающей величиной параметра потока отказов на стационарных участках.

Анализ зависимости коэффициента готовности очистных комплексов от длины лавы показал, что длина очистных комплексов не является фактором, однозначно определяющим степень снижения наработки на отказ и увеличения среднего времени восстановления [20].

Выполненные исследования позволили установить, что для различных типов забойного оборудования существует предел увеличения среднего срока межремонтного периода за счет увеличения трудоресурса ремонтной смены.