Luận văn Xác định độ tin cậy trên cơ sở mòn của chày dưới khuôn ép gạch ceramics

òn vượt quá đường thẳng U = Ugh (Ugh là lượng mòn giới hạn). • Xác suất để lượng mòn ở một thời điểm xác định không rơi vào một miền cho trước. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 18 Hình 1.2 biểu diễn một quá trình mòn ngẫu nhiên của các cặp ma sát đồng loại, dưới cùng một điều kiện làm việc. Ở thời điểm cố định t = const, tung độ các thể hiện hay lượng mòn ở thời điểm ấy là đại lượng ngẫu nhiên. Đại lượng này có mật độ phân phối f(U). Còn ở lượng mòn cố định chẳng hạn U= Ugh = const, hoành độ các thể hiện ấy chính là tuổi thọ của cặp chi tiết - đó là một đại lượng ngẫu nhiên. Đại lượng này có phân phối là f(t). Nếu Ugh là lượng mòn cho phép, thì sự kiện hỏng xảy ra khi lượng mòn trong khai thác vượt quá giá trị giới hạn ấy. Như vậy diện tích phần gạch chéo dưới đường cong f(U) chính là xác suất không xảy ra hư hỏng ở thời điểm t1; còn diện tích phần hình gạch chéo dưới đường cong f(t) chính là xác suất để trước thời điểm t1 không xảy ra hư hỏng hay là xác suất để tuổi thọ ngẫu nhiên T lấy giá trị không nhỏ hơn một số t1 cho trước. Từ hai phân phối đó có thể rút ra những kết luận tương Hình 1.2- Quá trình mòn ngẫu nhiên và các hàm mật độ phân phối f(U), f(t) f(t) f(t) P(Tt1) víi U=Ugh U 0 0 L ù¬ ng m ßn Thêi gian lµm viÖc t t1 f(U) 0 U t MËt ®é ph©n phèi mßn f(U) víi t = t1 P(UUgh) Ugh M Ët ® é p. p tu æi th ä Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 19 đương. Độ tin cậy của cặp ma sát tại thời điểm t1 được xác định bằng xác suất làm việc không hỏng tính theo lượng mòn hay theo thời gian làm việc như sau: (1.1) 1.2.2- Xác định các chỉ tiêu độ tin cậy theo thời gian hỏng do mòn Để xác định các chỉ tiêu độ tin cậy của nhóm chi tiết bị mài mòn có thể tiến hành theo hai cách: - Đánh giá những quy luật thay đổi tính chất vật lý trong quá trình hư hỏng. - Đánh giá các thông tin về thời gian hỏng hoặc về quá trình mài mòn nhờ phương pháp thống kê toán học. Theo cách thứ nhất, ảnh hưởng của các yếu tố chủ yếu đến độ tin cậy cần biết được bằng con đường giải tích, dựa trên kết quả nghiên cứu các quá trình cơ lý, hoá lý, nhiệt điện và sự cân bằng năng lượng. Nhưng do tính phức tạp của quá trình biến đổi tính chất của cặp chi tiết và tính đa dạng của các nhân tố ảnh hưởng thường không cho phép tìm ra một nghiệm kín. Theo cách thứ hai, có thể đánh giá các chỉ tiêu độ tin cậy theo thời gian hỏng và theo các thể hiện mòn qua kết quả thử nghiệm, đo đạc,...Vì vậy trong thực tế phân tích độ tin cậy, người ta thường áp dụng cách này. Khi xác định độ tin cậy theo thời gian hỏng, điều cần thiết là có số liệu thống kê về thời gian hỏng. Việc thu thập các số liệu ấy là nhiệm vụ quan trọng hàng đầu. Nó liên quan tới mức độ chính xác của những kết luận được rút ra từ đó. Có số liệu về thời gian hỏng sẽ xác định được luật phân phối của chúng. Sau khi biết luật phân phối thời gian hỏng, các chỉ tiêu độ tin cậy của cặp chi tiết hoàn toàn được xác định. Nhược điểm của cách đánh giá độ tin cậy theo thời gian hỏng là ở chỗ, nó không cho biết mỗi quan hệ giữa các tham số của phân phối với các thông số kết cấu cũng như các thông số làm việc của cặp ma sát. Vì vậy không cho phép rút ra những kết luận về tính chất vật lý của quá trình hư hỏng, tức là khó có thể đưa ra những biện pháp hữu hiệu để nâng cao độ tin cậy của cặp chi tiết đang xét. Đánh giá độ tin cậy theo các thể hiện mòn do đó tỏ ra thích hợp hơn. R(t1) = P[U(t1)  Ugh] hay R(t1) = P(T  t1) Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 20 1.2.3- Xác định chỉ tiêu độ tin cậy theo các thể hiện mòn Các đại lượng đo được đặc trưng cho quá trình mòn thường là lượng mòn kích thước, tốc độ mòn, thể tích mòn, cường độ mòn và mật độ năng lượng ma sát. Xác định độ tin cậy theo các thể hiện mòn là tìm mối quan hệ hàm số giữa các đặc trưng trên với thời gian khai thác. Trong đa số trường hợp, sau thời kỳ chạy rà tốc độ của quá trình mòn có kỳ vọng và phương sai là các hằng số. Nói cách khác, các thể hiện mòn được coi là đường thẳng có hệ số góc (tốc độ mòn) bằng U’ (hình 1.3). Như vậy mô hình của một thể hiện mòn được biểu diễn bởi quan hệ tuyến tính: U(t) = Ur + U’t (1.2) Trong đó Ur là độ cao mòn sau thời gian chạy rà, U’ là tốc độ mòn. Hoặc nếu không kể thời kỳ chạy rà, vì thời kỳ đó quá ngắn so với toàn bộ thời gian phục vụ ta có: U(t) = U’t (1.3) Quá trình mòn ngẫu nhiên với thời gian liên tục và phổ thực hiện liên tục như vậy được quan niệm là quá trình Gauss. f(U) f(t) f(t)khi U=Ugh U P(T  t2) t U 0 t1 t2 f(U) P(U  Ugh) E(U)= E(Ur)+ E(U’)t Ugh 0 0 t E(Ur) f(Ur) Hình 1.3- Các thể hiện mòn tuyến tính và các mật độ f(U), f(t) Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 21 1.2.4- Quan hệ giữa độ tin cậy và tốc độ mòn Giả sử sau thời gian sử dụng t = t2 lượng mòn có mật độ f(U), được biểu diễn trên hình 1.3. Xét ở thời điểm ấy các thể hiện đạt được và vượt mức giới hạn Ugh như thế nào? Nếu lượng mòn có phân phối chuẩn, với Ur = 0 thì hàm mật độ có dạng f(U) =        (U)2 E(U)]U exp (U)2 1 2 2 σσπ (1.4) Hàm mật độ của tốc độ mòn có dạng: f(U’) =          )'U(2 )]'U(E'U exp )'U(2 1 2 2 (1.5) Xác suất không hỏng của cặp chi tiết ở thời điểm t là xác suất để lượng mòn ở thời điểm đó không vượt giá trị giới hạn, tức là : R(t) = P[U(t)  Ugh] (1.6) Nếu lượng mòn có mật độ phân phối tuân theo luật chuẩn thì xác suất không hỏng bằng: R(t) = dU U )U(2 )]U(EU[ exp )U(2 1gh 2 2            (1.7) Xác suất này có số đo bằng diện tích phần hình dưới đường cong f(U) với các giá trị giới hạn tương ứng (phần gạch chéo trên hình 1.3). Một cách tổng quát, có thể xét hình (1.3). Khi đó lượng mòn do chạy rà Ur và tốc độ mòn U’ được xem như các đại lượng ngẫu nhiên độc lập với nhau. Lượng mòn do chạy rà, như kết quả nghiên cứu đã chỉ ra, có thể coi như có phân phối chuẩn. Còn tốc độ mòn cũng tuân theo phân phối chuẩn khi cho rằng, các nhân tố ảnh hưởng đến quá trình mòn là độc lập với nhau và tốc độ mòn của cặp chi tiết là tổng các tốc độ mòn do riêng từng nguyên nhân tác dụng gây ra. Ta biết rằng, hàm tuyến tính của các biến ngẫu nhiên phân phối chuẩn cũng phân phối chuẩn. Do đó kỳ vọng lượng mòn bây giờ bằng: E(U(t)) = E(Ur) + E(U' )t (1.8) và phương sai : D(U(t)) = D(Ur) + D (U')t 2 (1.9) Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 22 Với giả thiết U có phân phối chuẩn ở thời điểm t, ta có hàm mật độ tuổi thọ: f(t) =                2 r 2 ghr 2 3 2 r rrgh t)'U(D)U(D ]Ut)'U(E)U(E[ 2 1 exp ]t)'U(D)U(D[2 )U(D)'U(Et)'U(D)]U(EU[ (1.10) Xác suất không hỏng và xác suất hỏng tương ứng bằng : R(t) = P(T  t) =   t f(t)dt Q(t) = P(T < t) =   t f(t)dt Thay f(t) từ (1.9) vào các biểu thức này, ta được : R(t) =            2 r ghr t)'U(D)U(D Ut)'U(E)U(E (1.11) Q(t) =            2 r ghr t)'U(D)U(D Ut)'U(E)U(E (1.12) Trong đó hàm  (...) là hàm Laplace. Tương tự, nếu thể hiện cho bởi thể tích mòn, ta có : R(t) =            2 r ghr t)'V(D)V(D Vt)'V(E)V(E (1.13) Q(t) =            2 r ghr t)'V(D)V(D Vt)'V(E)V(E (1.14) Trong đó: + Vr là thể tích mòn do chạy rà ; + V’ là tốc độ thay đổi thể tích mòn ; + Vgh là thể tích mòn giới hạn. Bảng 1.1 sau đây cho biết độ tin cậy của cặp chi tiết ứng với các dạng thể hiện mòn khác nhau [6], [10], [13], [15]. Thực tế thường gặp các mô hình 1 và 3, còn các mô hình 2 và 4 là những trường hợp đặc biệt. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 23 1 3 4 Bảng 1.1. Xác suất không hỏng của các dạng thể hiện mòn khác nhau E[U(t)] = E(Ur) + E(U’)t D[U(t)] = D(Ur) + D (U’)t 2 R(t) = 1-            2 r gh t)'U(D)U(D Ut)'U(E)U(E r E[U(t)] = E(U’)t ; E(Ur) = 0 D[U(t)] = D(U’)t2 ; D(Ur) = 0 R(t) = 1-           2 gh t)'U(D Ut)'U(E E[U(t)] = Ur + E(U’)t ; E(Ur)= Ur = const D[U(t)] = D(U’)t2 ; D(Ur) = 0 R(t) = 1 -           2 gh t)'U(D Ut)'U(E)U(E r E[U(t)] = E(Ur) + U’t; E(U’)= U’ = const D[U(t)] = D(Ur) ; D(U’) = 0 R(t) = 1 -           )U(D Ut'U)U(E r ghr 2 Ugh 0 E(Ur) t Ugh 0 t E(Ur) Ur = 0 0 Ugh t Ugh 0 E(Ur) t Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 24 1.2.5- Quan hệ giữa độ tin cậy và cường độ mòn Trong một số trường hợp, người ta biết các đặc trưng khác của sự mài mòn. Đó là cường độ mòn đường: IU = mS U (1.15) Hoặc cường độ mòn khối : Iv = mS V (1.16) Trong đó: IU - cường độ mòn đường ; Iv - cường độ mòn khối ; U - lượng mòn kích thước; V - thể tích mòn; Sm - quãng đường ma sát. Trong tính toán về mòn, cường độ mòn đường thường được dùng nhiều hơn. Ký hiệu vm là tốc độ trượt, công thức định nghĩa (1.15) có thể viết dưới dạng khác: IU = U’/ vm (1.17) Trong đó U’ là tốc độ mòn. Khi thay U’ = IU.vm vào (1.11) và (1.12) ta được xác suất không hỏng: R(t) =            2 mr ghmr t)v.I(D)U(D Ut)v.I(E)U(E U U (1.18) và xác suất hỏng: Q(t) =              2 mUr ghmUr t)v.I(D)U(D Ut)v.I(E)U(E (1.19) Nếu E(Ur) = 0 và Ugh >>Ur, xác suất không hỏng và xác suất hỏng có dạng: R(t) =           2 mU ghmU t)v.I(D Ut)v.I(E (1.20) Q(t) =           2 m ghm t)v.I(D Ut)v.I(E U U (1.21) Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 25 Từ đó có thể xác định được thời gian làm việc ứng với các xác suất cũng như các đặc trưng mòn đã cho. Với vm = const, theo 1.18 ta có tuổi thọ %: t = )]I(Dx)I(E[v U UUm gh  (1.22) hoặc nếu thay )I( U (IU) = v(IU).E(IU), với v(IU) là hệ số biến động của cường độ mòn, ta có: t = )]I(xv1[ 1 t )]I(xv1[v)I( U U 50 UmU gh    (1.23) Nếu Ugh đo bằng mm và vm bằng m/s, ta được t = 2.7777.10 -7 )]I(xv1[v)I(E U UmU gh  (1.24) đo bằng giờ. Cũng có thể từ (1.20) rút ra cường độ mòn cần thiết của cặp ma sát: E(IU) = )]I(xv1[tv U Um gh  (1.25) Trong đó x là phân vị, đọc từ bảng phụ lục II [6]. 1.3. Máy ép và vấn đề về độ tin cậy trên cơ sở mòn của khuôn ép gạch ceramics Để hiểu rõ về cấu tạo cũng như quá trình làm việc của chày dưới, đồng thời hiểu rõ hơn về nguyên nhân và cơ chế mòn khuôn, trước tiên cần hiểu vể nguyên lý làm việc của máy ép gạch thủy lực cũng như cấu tạo của khuôn ép. Vấn đề này được trình bày như sau: Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 26 1.3.1. Cấu tạo chung của máy ép gạch thủy lực Hình 1.4 - Những bộ phận chính của máy ép SACMI Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 27 Trên hình 1.4 là những bộ phận chính của máy ép gạch mang nhãn hiệu Sacmi do Italia sản xuất. Các thông số kỹ thuật cơ bản như sau: - Lực ép lớn nhất của máy: 2590 KN - Chu kỳ ép lớn nhất: 21 lần/phút - Áp suất lớn nhất trong xi lanh: Pmax = 350 bar Bao gồm các bộ phận chính như sau: 1- Khung máy 2- Khối xà 3- Khung máy 4- Xi lanh 5- Bộ lọc gió 6- Đế lắp vào bộ nâng hạ khuôn 7- Xi lanh tăng áp 8- Điều khiển điện của bộ nâng khuôn 9- Khung đỡ xe cấp liệu 10- Động cơ xe cấp liệu 11- Xe dải bột 15- Cần chống an toàn 16- Ống hút bụi 18- Ống thủy lực 20- Hệ thống điều khiển tăng áp 21- Bình tích áp 22- Hệ thống cấp nguồn thủy lực 23- Hệ thống xả áp 27- Động cơ 28- Hệ thống thu hồi rò rỉ 29- Khung vỏ bảo vệ 30- Hệ thống dây điện 31- Hệ thống điều khiển Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 28 32- Ca bin điều khiển 33- Hệ thống điều khiển xà trên máy ép 34- Hộp khuôn 35- Bàn phím điều khiển 1.3.2. Nguyên lý làm việc của máy ép gạch thủy lực Bao gồm hệ thống xi lanh và piston để nâng lên hạ xuống chày trên và một hệ thống như vậy nâng lên hạ xuống chày dưới. Áp suất trong xi lanh được điều khiển bởi các van đặc biệt và các thiết bị tạo áp lực. Nguyên lý hoạt động bao gồm hai hành trình chính và được mô tả như hệ thống sơ đồ nguyên lý ở dưới. * Hành trình ép lần một để thoát khí trong viên gạch (từ hình 1.5 ÷ hình 1.8) * Hành trình ép lần hai để ép chặt viên gạch (từ hình 1.9 ÷ hình 1.11), - Khối xà ở trạng thái bắt đầu đi xuống (Hình 1.5) - Thực hiện quá trình ép lần một, dầu được cấp vào xi lanh làm cho xi lanh đi xuống (hình 1.6) - Thực hiện quá trình thoát khí trong viên gạch (Hình 1.7) - Tác động lực ép trực tiếp vào viên gạch (hình 1.8) - Ép lần hai: lực ép tăng tối đa. (Hình 1.9) - Thực hiện quá trình nâng khuôn (Hình 1.10) - Kết thúc chu trình ép, xà đi lên, chuẩn bị chu trình ép tiếp theo (Hình 1.11) Hình 1.5 Hình 1.5 1 2 3 Ghi chú: 1- Khối xà 2- Xi lanh 3- Viên gạch Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 29 Hình 1.7 Hình 18 Hình 1.11 Hình 1.9 Hình 1.10 Hình 1.6 Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 30 1.3.3. Cấu tạo chung của khuôn ép Thông thường một bộ khuôn ép bao gồm các bộ phận chính như sau (hình 1.14) 1- Chày trên 2- Tấm đệm trên 3- Tấm đệm dưới 4- Chày dưới dưới 5- Vanh khuôn Trong đó: - Chày trên không liền một khối mà gồm hai phần: Phần thân Chày được gắn vào đầu trục ép nhờ lực từ. Phần ép tạo hình viên gạch là một tấm đệm đặc biệt được dán vào mặt dưới của Chày để chống dính khi ép, trên mặt có những rãnh đan nhau để tạo thành mặt dưới của viên gạch. Khi lát, mặt này có tác dụng bám chất dính kết. - Chày dưới có kết cấu tương tự Chày trên, chỉ khác tấm đệm cao su đặc biệt phủ trên mặt Chày rất nhẵn (như hình 1.16), khi ép tạo ra mặt nhẵn của viên gạch để tráng men sau này. Xung quanh mặt trên của Chày được vo tròn một cung bán kính bằng 6mm (như hình 1.15) để khi ép xong viên gạch dễ dàng được đẩy ra khỏi khuôn mà không bị nứt, vỡ, đồng thời với kết cấu này cũng làm cho viên gạch được ép chặt hơn. - Bốn vanh được lắp trong vào hộp khuôn bằng các bu lông tạo thành lòng khuôn. Tuy theo tải trọng của máy và theo yêu cầu sản xuất có thể lắp 3, 6, 10, hoặc 12… khuôn đồng thời trên máy. Đối với loại máy như đã giới thiệu ở trên, hiện nay nhà máy đang lắp 10 khuôn trên máy như hình 1.13. Khi lắp ráp khuôn cẩn đảm bảo độ chính xác về vị trí gữa Chày trên, Chày dưới và 4 vanh như hình 1.1.2 và hình 1.1.4. Điều này có ý nghĩa rất lớn đối với tuổi thọ của khuôn. Bởi vì, khi khe hở giữa các thành bên của Chày dưới và các Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 31 Vanh không bằng nhau sẽ dẫn đến hiện tượng mòn không đều không nhưng đối với Chày dưới mà cả với các Vanh khuôn. Tương tự đối với Chày trên và các vanh khuôn cũng như vậy. Vấn đề này sẽ được trình bày cụ thể ở mục 2.2. 60 0 17 96 36 0 5 2 10 5 28 20 48 21 2 40 1740x900 55 10 0 16 0 28 0. 5 VANH Hình 1.12 - Sơ đồ lắp đặt khuôn Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 32 Hình1.13 - Sơ đồ bố trí khuôn Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 33 Hình 1.14 - Vị trí Chày trên, Chày dưới và Vanh ở trạng thái ép. Ghi chú: 1- Chày trên 2- Tấm đệm trên 3- Tấm đệm dưới 4- Chày dưới 5- Vanh khuôn 0.16 0.12 0.45 0.36 17 13 3. 5 1 3 0. 8 7. 5 0. 4 251.38x251.38x28 251.54x251.54 252.18x252.18x28 1 2 3 4 5 Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 34 I TL: 50:1 I 0,1 R 6 12 6 1 2 1 0 0,5 1,5 251.1 ± 0.01 2 5 1 .1 ± 0 .0 1 2 8 ± 0 .0 2 A - A A A TL: 5:1 6 7 Hình 1.15 - Bản vẽ Chày dưới Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 35 1.3.4. Hiện tượng mòn khuôn ép gạch ceramics [10], [13]. Nói chung mòn khuôn ép gạch ceramics có hai dạng cơ bản đó là mòn do cào xước và mòn hoá học gây ra bởi tương tác hóa học của vật liệu ép với các bề mặt của khuôn. Các cơ chế mòn này được trình bày tóm tắt như sau: 1.3.4.1. Mòn do cào xước. Mòn do cào xước do các hạt cứng gắn vào một bề mặt hoặc do các hạt cứng tự do giữa hai bề mặt gây ra khi giữa hai bề mặt tồn tại chuyển động tương đối. Mòn do cào xước xảy ra theo hai cơ chế biến dạng dẻo (vật liệu dẻo), nứt tách Hec (vật liệu dòn). - Mòn do biến dạng dẻo: Hình 1.16 – Hình ảnh Chày dưới khuôn ép gạch ceramics Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 36 Vật liệu tách khỏi bề mặt thông qua biến dạng dẻo trong quá trình mòn do cào xước có thể xảy ra theo vài chế độ biến dạng bao gồm cày, dồn ép vật liệu và cắt. Trong quá trình cày, vật liệu bị biến dạng bị dồn sang hai bên của rãnh mà không bị tách ra. Sự hình thành lượng vật liệu dồn ép ở phía trước của nó. Điều này thường xảy ra khi tỷ số giữa sức bền cắt của bề mặt tiếp xúc chung đối với sức bền cắt trong lòng vật liệu cao. Dạng cắt của mòn do cào xước xảy ra khi hạt cứng với góc tiếp xúc lớn di chuyển tạo nên rãnh và tách vật liệu ra khỏi rãnh dưới dạng mảnh mòn có dạng giống như phoi dây hoặc vụn. - Mòn do nứt tách Hec: Khảo sát một hạt cứng trượt trên mặt phẳng của vật liệu dòn. Khi tải trọng pháp tuyến còn nhỏ, hạt cứng sắc sẽ chỉ gây ra biến dạng dẻo trên mặt vật rắn và mòn xảy ra do biến dạng dẻo. Khi tải trọng pháp tuyến vượt qua một giá trị nào đó mòn do nứt ngang làm tăng đột ngột tốc độ mòn. Tốc độ mòn do nứt ngang tăng nhanh hơn tuyến tính theo tải trọng pháp tuyến như trong biến dạng dẻo. 1.3.4.2. Mòn hoá học Mòn hóa học xảy ra khi các bề mặt đối tiếp hoạt động trong môi trường có hoạt tính hoá học. Trong không khí mòn hóa học đôi khi gọi là mòn do ôxy hóa. Mòn hoá học liên quan đến sự hình thành và phá huỷ của lớp màng sản phẩm hóa học trong vùng tiếp xúc. Mòn hóa học xảy ra do sự tương tác hóa học hoặc điện hóa của bề mặt chi tiết với môi trường. Mòn hóa học xảy ra trong môi trường ăn mòn, nhiệt độ và độ ẩm cao. Mòn điện hóa xảy ra khi phản ứng hóa học đi kèm với tác dụng của dòng điện chảy ra trong quá trình điện phân. Khi ăn mòn hóa học là nguyên nhân chính của mòn, một tương tác phức tạp giữa các cơ chế mòn khác nhau luôn tồn tại. Đầu tiên mòn là do cào xước sau đó là sự kết hợp của mòn hoá học và mòn cào xước. Ứng suất tiếp xúc cao có thể làm Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 37 tăng ăn mòn cục bộ dẫn đến sự tạo thành các lỗ châm kim trên bề mặt. Ứng suất dư trong lòng kim loại có thể gây ra nứt do kết hợp với sự ăn mòn trong môi trường hoạt tính cao. Hiện tượng này kết hợp với sự trượt bề mặt có thể gây ra mòn mạnh. Một ô khuôn ép gạch ceramics bao gồm Chày trên, Chày dưới và bốn Vanh khuôn, khi làm việc Chày dưới chịu áp lực và ma sát rất lớn gây mòn mạnh. Cường độ mòn lớn nhất là tại các bề mặt thành bên, nơi tiếp xúc với nguyên liệu khi ép và đặc biệt là tại các vị trí lân cận các góc của Chày. Tóm lại mòn khuôn ép gạch ceramics cỡ 250 x 250 là do mòn cào xước kết hợp với mòn hoá học. Tác động hoá học của vật liệu ép ở độ ẩm 7% tạo điều kiện cho sự hình thành của lớp màng sản phẩm hoá học làm giảm sức bền vật liệu vùng bề mặt thúc đẩy mòn do cào xước. 1.3.5. Vấn đề về độ tin cậy của chày dưới khuôn ép gạch ceramics Trước đây, các khuôn thay thế thường nhập từ nước ngoài nên rất phức tạp trong vấn đề đảm bảo tiến độ sản xuất của các Nhà máy, đồng thời và giá thành rất cao do chi phí vận chuyển lớn. Để tăng sức cạnh tranh và chủ động trong sản xuất, nhiều nhà máy sản xuất gạch đã sử dụng khuôn ép sản xuất trong nước. Tuy nhiên chất lượng của khuôn sản xuất trong nước rất hạn chế so với khuôn nhập ngoại, tuổi thọ của khuôn thường rất thấp so với khuôn nhập ngoại. Các cơ sở sản xuất khuôn ép đã không ngừng cải tiến kỹ thuật và công nghệ nhằm cải thiện chất lượng khuôn ép. Bên cạnh đó nhiều nhà khoa học trong nước cũng nghiên cứu đưa ra một số biện pháp công nghệ nhằm khắc phuc tình trạng trên và đã có những thành công nhất định. Tuy nhiên cho đến thời điểm này vẫn chưa có nghiên cứu nào về độ tin cậy của chúng. Trước thực tế đó, tác giả nghiên cứu xác định độ tin cậy của Chày dưới khuôn ép và đưa ra một số đề xuất tăng độ tin cậy và tuổi thọ của chúng. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 38 1.4. Kết luận chƣơng 1 1- Một sản phẩm muốn giữ vững được "thương hiệu" của mình thì vấn đề cốt lõi nhất là phải đảm bảo độ tin cậy. Độ tin cậy của sản phẩm ngày càng được đặt ra như một điều kiện cốt yếu cho sự tồn tại, phát triển và hội nhập doanh nghiệp. Nâng cao độ tin cậy của sản phẩm đang là vấn đề số một, là yêu cầu cấp thiết của thời gian và thời đại. 2- Mòn của Chày dưới là nguyên nhân chủ yếu làm cho khuôn ép không làm việc được nữa. Vì vậy, việc đưa ra một phương pháp để xác định độ tin cậy trên cơ sở mòn của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics là hết sức cần thiết và cấp bách. 3- Cho đến nay ở Việt nam chưa thấy có công trình nào nghiên cứu về độ tin cậy của chày dưới khuôn ép gạch ceramics theo các thể hiện mòn. Chính vì vậy nội dụng của đề tài là một vấn đề mới, có ý nghĩa khoa học và thực tiễn. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 39 Chƣơng 2 XÁC ĐỊNH ĐỘ TIN CẬY TRÊN CƠ SỞ MÒN CỦA CHÀY DƢỚI KHUÔN ÉP GẠCH CERAMICS TẠI CƠ SỞ SẢN XUẤT 2.1. Nội dung và phƣơng pháp nghiên cứu Để xác định được độ tin cậy trên cơ sở mòn của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics trong điều kiện sử dụng thực tế tại hiện trường, cần tiến hành khảo sát quá trình mòn của chúng thông qua việc theo dõi, đo đạc, thu thập và thống kê các số liệu về mòn. Có thể đo lượng mòn một cách gián tiếp bằng nhiều công cụ khác nhau như cách đo hiện đại nhất là gắn chất phóng xạ lên bề mặt ma sát, dùng máy đo tín hiệu âm thanh của đôi bề mặt ma sát khi làm việc và ghi lại trên màn huỳnh quang... Nhưng thực tế các phương pháp đo gián tiếp đó hiện nay khó có điều kiện áp dụng ở nước ta, do vậy để khảo sát quá trình mòn của Chày dưới ta dùng phương pháp xác định trực tiếp lượng mòn của các chi tiết đó bằng các dụng cụ đo có độ chính xác phù hợp. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 40 2.2. Đo mòn chày dƣới khuôn ép tại cơ sở sản xuất Qua khảo sát thực tế nhiều Chày dưới khuôn ép đã hỏng do mòn tại các nhà máy sản xuất gạch ceramics, như Nhà máy gạch men Mikado (Thái Bình), Công ty Cổ phần Prime (Thái Nguyên), Nhà máy Gạch ốp lát Việt – Ý (Thái Nguyên)..., thấy rằng Chày dưới mòn nhiều nhất trên bề mặt thành bên là tại vị trí lân cận các góc của Chày. Có thể giải thích điều này như sau: Một là: Mặc dù nguyên liệu được xe cấp liệu rải đều, nhưng khi ép do lực ép lớn làm cho nguyên liệu xô về các góc nhiều hơn, bên cạnh đó khi thực hiện quá trình đẩy viên gạch ra khỏi hốc khuôn thì Chày dưới phải chịu ma sát rất lớn do nguyên liệu bị ép trong các khe hở giữa Chày và vanh khuôn, tại các góc do nguyên liệu bị ép chặt hơn nên ma sát lớn hơn các vị trí khác. Hai là: Do tổ chức vật liệu tại các vị trí lân cận các góc kém bền vững hơn các vị trí khác, đây là nguyên nhân chính làm cho khuôn mòn nhiều tại các vị trí lân cận các góc. Ba là: Do sai số lắp đặt, Chày được đặt lệch trong lòng khuôn, khe hở ban đầu gữa Chày và các Vanh khuôn không thống nhất, khi làm việc tại những vị trí có khe hở nhỏ sẽ mòn nhanh hơn. Mặc dù đây chỉ là nguyên nhân chủ quan nhưng qua khảo sát thực tế có rất nhiều Chày dưới hỏng bởi nguyên nhân này (nghĩa là trong bốn góc Chày sẽ có một góc nào đó có lượng mòn lớn nhất) 2.2.1. Xác định vị trí đo Qua nghiên cứu kết cấu của Chày dưới như đã trình bày ở mục 1.3.3 và khảo sát thực tế hiện tượng mòn Chày dưới ở nhiều cơ sở sản xuất gạch ceramics như đã trình bày ở trên, tác giả lựa chọn phương án đo mòn tại điểm M như hình 2.1: M cách góc Chày 10mm và cách mép trên của Chày 1mm. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 41 M C' M B' 101 A' Hình 2.1 – Vị trí đo của Chày dưới Hình 2.2 – Hình ảnh vùng mòn nhiều nhất trên bề mặt Chày dưới và vị trí đo “M”. M Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 42 2.2.2. Sơ đồ đo Để đo lượng mòn Chày dưới tại vị trí như đã xác định, chọn sơ đồ đo mòn như hình 2.3. 2.2.3. Dụng cụ đo Đồng hồ so: Mitutoyo. Độ chính xác: 0,001 mm, như hình 2.4. Hình 2.4 – Đồng hồ so Mitutoyo M Chày du?i Chày dƣới Hình 2.4 – Sơ đồ đo mòn Chày dưới M Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 43 2.2.4. Đồ gá dụng cụ đo Về nguyên tắc, có thể đo mòn bề mặt Chày dưới khuôn ép ở bất kỳ vị trí nào xảy ra mòn. Tuy nhiên theo phân tích ở trên, tác giả đã chọn vị trí đo tại điểm như đã trình bày ở mục 2.2.1. Một vấn đề đặt ra là phải đo lượng mòn của một điểm theo thời gian, nghĩa là phải đảm bảo vị trí của đầu so không thay đổi trên bề mặt Chày dưới trong suốt một chu kỳ đo (5 lần đo/ 10 đối tượng). Để thực hiện được điều đó tác giả đã xây dựng sơ đồ gá đặt như hình 2.5 và chế tạo bộ đồ gá đồng hồ so như sau: Từ kết cấu bậc của Chày dưới như đã trình bày ở phần 1.3.3, gia công đế đồ gá như hình 2.6: Các mặt định vị của đồ gá là A, B và C. Tương ứng có các mặt định vị của Chày dưới lần lượt là A’, B’và C’. Trong đó: Mặt A –A’, khống chế 3 bậc tự do; Mặt B - B’, khống chế 2 bậc tự do; Vấu C - C’ khống chế 1 bậc tự do. Các mặt định vị của Chày phẳng và không mòn. Để đảm bảo độ chính xác của đồ gá, tác giả chọn phương án gia công các mặt định vị của đế đồ gá trên máy cắt dây.... Để kẹp chặt đồ gá khi đo tác giả chọn phương án kẹp chặt bằng lực từ (dùng nam châm vĩnh cửu). Phương án này đơn giản, kẹp chặt chắc chắn, tiết kiệm thời gian và dễ thao tác. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 44 Ghi chú: A = B = C = Hình 2.5 - Sơ đồ gá đặt đồ gá dụng cụ đo Hình 2.6 – Hình chiếu trục đo của đế đồ gá dụng cụ đo M Chày du?i M B' 101 A' C' Chày dƣới M Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 45 Hình 2.7 - Hình ảnh hệ thống đồ gá và dụng cụ đo Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 46 Hình 2.8 – Hình ảnh đo mòn bề mặt Chày dưới thực tế Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 47 2.2.5. Xác định lượng mòn giới hạn (Ugh) Qua đo mòn của Chày dưới khuôn ép với 150 chiếc đã hỏng do mòn của nhà máy tại điểm đo như đã xác định ở mục 1.2.1, thấy rằng lượng mòn của các Chày dưới dao động trong khoảng từ 0,2 ÷ 0,23mm. Do vậy có thể xác định được lượng mòn giới hạn của Chày dưới là: Ugh = 0,2mm. 2.2.6. Các bước đo Với tính năng ưu việt của loại đồng hồ so này, để đạt được kết quả đo như mong muốn thì trình tự được thực hiện như sau: Bước 1: Làm sạch các bề mặt định vị, bề mặt đo trên Chày và đồ gá. Bước 2: Đánh dấu vị trí đo trên Chày. Bước 3: Áp đồ gá lên mặt định vị của Chày và kẹp chặt đồ gá bằng lực từ (ở đây chọn phương án kẹp chặt đồ gá bằng nam châm vĩnh cửu). Bước 4: Lắp đồng hồ so lên đồ gá và tiến hành điều chỉnh đồng hồ so (theo quy định về hướng dẫn sử dụng), sau đó tiến hành kẹp chặt đồng hồ so vào đồ gá thật cách chắc chắn. Bước 5: Ghi số liệu và xác định kết quả đo từ các số liệu trung gian. Trên đây là các bước tiến hành của một quá trình đo mòn Chày dưới khuôn ép. Tuy nhiên bước 4 chỉ có ở đầu của mỗi chu kỳ đo khi đo Chày đầu tiên trong một loạt 10 chiếc. Tất cả những Chày đo từ chiếc thứ hai và từ lần đo thứ hai trở đi chỉ tồn tại các bước 1,2,3 và 5. Bởi lẽ ta chỉ sử dụng một bộ thiết bị đo để đo cả loạt 10 Chày, nên cần giả thiết rằng các Chày này được chế tạo đảm bảo yêu cầu kỹ thuật như nhau và quy luật mòn của chúng là giống nhau. Điều này giải thích như sau: Xuất phát từ yêu cầu đặt ra là đo lượng mòn tại một điểm trên bề mặt khuôn, với tính năng ưu việt của loại đồng hồ so này và công dụng của bộ đồ gá như đã trình bày ở trên, nếu bước 4 thể hiện lại dù chỉ một lần trong chu kỳ đo sẽ làm cho vị trí tương đối của đầu so thay đổi trên đồ gá nghĩa là lần đo sau sẽ không thể đảm bảo đúng vị trí của lần đo trước, điều này đồng nghĩa Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 48 với kết quả của chu kỳ đo thất bại. Hay nói cách khác phải đảm bảo giữ nguyên vị trí của đồng hồ so trên đồ gá trong suốt một chu kỳ đo. (Các chu kỳ đo từ chu kỳ thứ hai trở đi cũng có thể không thực hiện bước 4 ngay cả khi đo đối tượng đầu tiên của một chu kỳ) 2.2.7. Thời điểm khảo sát Khi xác định độ tin cậy trên cơ sở mòn, về nguyên tắc càng nhiều thời điểm đo thì độ tin cậy càng được đảm bảo. Tuy nhiên càng nhiều thời điểm đo thì càng tốn kém kinh tế và mất nhiều thời gian. Căn cứ vào lượng mòn giới hạn và thời gian làm việc của khuôn theo khuyến cáo của nhà sản xuất, Căn cứ vào thời gian làm việc thực tế của Chày tại nhà máy (23 giờ/ ngày), chọn phương án đo lượng mòn tại năm thời điểm: Tại thời gian 0 giờ và sau thời gian làm việc 230 giờ, 460 giờ, 690 giờ, 920 giờ (khoảng cách giữa hai lần đo liên tiếp là 10 ngày). Tại thời gian 0 giờ lượng mòn U = 0. 2.2.8. Giới hạn khảo sát Giới hạn khảo sát được xác định dựa trên điều kiện làm việc của Chày trong thực tế: P = 1800 tấn; Số lần ép: 11lần/ phút. 2.2.9. Số lượng mẫu khảo sát Số lượng mẫu n được chọn để khảo sát phải hợp lý. Nếu lấy mẫu càng lớn thì công việc khảo sát, ước lượng càng hiệu quả, càng đáng tin cậy. Nhưng n càng lớn thì càng tốn kém, càng mất nhiều thời gian và công sức. Vì vậy cần chọn số lượng mẫu là ít nhất nhưng vẫn đảm bảo được độ chính xác mong muốn. Vì sai lệch chuẩn  chưa biết, nên số lượng mẫu được chọn theo công thức sau [1], [4], [9], [11], [13]. n  2 22 s.u   (2.1) trong đó:  u- chỉ tiêu tin cậy ứng với xác suất tin cậy cho trước .  - là một số đủ bé được chọn trước sao cho với xác suất độ tin cậy  thoả mãn xác suất P U -  < , ở đây: Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 49  U - trung bình của mẫu.   - kỳ vọng của đại lượng ngẫu nhiên.  s 2 - phương sai mẫu. Nó được xác định bằng cách lấy sơ bộ một mẫu có số lượng m > 30 để khảo sát mòn, thời điểm đo mòn: sau khi chạy máy 460 giờ; phương sai mẫu s2 được xác định theo công thức: s 2 = 2 m 1i i )(u 1m 1     U (2.2) trong đó:  ui- lượng mòn của mẫu thử thứ i.  U - giá trị trung bình của lượng mòn: U = (u1+ u2+ u3+...+ um) /m (2.3)  m - số lượng mẫu khảo sát sơ bộ: lấy m = 32. Theo kết quả khảo sát sơ bộ ta có: U = 0,09mm, s 2 = 0,0013mm 2 . Để khảo sát mòn của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics chọn xác suất độ tin cậy  = 0,95, tương ứng có u = 1,96. Chọn  = 0,012mm. Ta có: n  1,962.0,0013 / 0,0122 = 34,68. Chọn n = 35. Nghĩa là số lượng mẫu đo mòn của Chày dưới được thống kê là 35 chiếc. 2.2.10. Khử số liệu có chứa sai số thô [4], [9], [13] Khi xử lý các số liệu thống kê kết quả đo, không được sử dụng các kết quả không đủ độ tin cậy, hay nói cách khác không được sử dụng các kết quả có chứa sai số thô. Khi nhận được một kết quả đo nào đó quá khác biệt so với các kết quả khác, sẽ xuất hiện mối nghi ngờ là kết quả này chứa sai số thô. Trong trường hợp này cần kiểm tra lại các điều kiện quan trắc có bị vi phạm hay không. Nếu việc kiểm tra như vậy không được tiến hành kịp thời thì việc loại bỏ một giá trị "bất thường" nào đó được tiến hành bằng cách so sánh nó với các kết quả quan trắc còn lại. Có các phương pháp khử số liệu có chứa sai số thô sau đây tùy thuộc vào việc có biết trước được sai lệch chuẩn  hay không. a- Khi  đã biết: Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 50 Ký hiệu x* là số liệu bất thường, x1, x2, x3,...,xn là các giá trị còn lại.  Tính:    n 1i ix n 1 X , t = n 1n Xx*    (2.4)  Tính xác suất 2(1- (t)), trong đó (t) là hàm Laplace.  Cho trước xác suất  khá bé, thông thường  = 0,10; 0,05; 0,01.  Nếu 2(1- (t)) <  thì kết luận x* chứa sai số thô và loại bỏ x* khỏi tập giá trị quan sát. Kết luận như vậy sẽ được đảm bảo với xác suất  1-  và có thể sai với xác suất  . b- Khi  chưa biết: Nếu không biết trước  thì có thể ước lượng gần đúng theo kết quả quan trắc, có nghĩa là thay vì  ta sử dụng tiêu chuẩn độ lệch thực nghiệm s: s = 1n )Xx( n 1i 2 i    (2.5)  Tính t = s Xx*  , trong đó    n 1i ix n 1 X . (2.6)  Cho trước xác suất , thông thường  = 0,10; 0,05; 0,01. Tìm giá trị tới hạn tn(1-).  Nếu t > tn(1-) thì kết luận x * chứa sai số thô và loại bỏ x* khỏi tập giá trị quan sát. Độ tin cậy của kết luận trên  1- . 2.2.11. Kết qủa đo mòn Chày dưới tại cơ sở sản xuất (đã khử sai số thô). Sau khi xác định kết quả đo từ các số liệu trung gian và khử các sai số thô, ta có bảng số liệu đo như sau: Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 51 Bảng 2.1- Kết quả mòn của mẫu Chày dưới khuôn ép gạch ceramics Thời điểm khảosát Thứ tự mẫu t = 0 giờ t = 230 giờ t = 460 giờ t = 690 giờ t = 920 giờ 1 0 0.055 0.080 0.152 0.190 2 0 0.040 0.093 0.150 0.197 3 0 0.040 0.087 0.140 0.185 4 0 0.056 0.100 0.145 0.192 5 0 0.050 0.100 0.140 0.190 6 0 0.055 0.093 0.140 0.188 7 0 0.060 0.093 0.145 0.192 8 0 0.042 0.095 0.150 0.195 9 0 0.045 0.095 0.140 0.200 10 0 0.053 0.098 0.136 0.188 11 0 0.047 0.095 0.140 0.185 12 0 0.050 0.112 0.160 0.200 13 0 0.050 0.098 0.150 0.200 14 0 0.052 0.105 0.150 0.180 15 0 0.047 0.080 0.135 0.195 16 0 0.052 0.110 0.145 0.200 17 0 0.055 0.080 0.152 0.198 18 0 0.046 0.089 0.130 0.185 19 0 0.050 0.090 0.146 0.200 20 0 0.050 0.100 0.147 0.182 21 0 0.050 0.100 0.140 0.190 22 0 0.053 0.085 0.156 0.200 23 0 0.055 0.115 0.140 0.180 24 0 0.048 0.090 0.140 0.195 25 0 0.056 0.100 0.145 0.200 26 0 0.065 0.095 0.140 0.200 27 0 0.050 0.105 0.145 0.187 28 0 0.058 0.093 0.149 0.190 29 0 0.052 0.100 0.140 0.190 30 0 0.062 0.095 0.130 0.200 31 0 0.046 0.090 0.156 0.190 32 0 0.048 0.117 0.150 0.200 33 0 0.062 0.094 0.140 0.182 34 0 0.045 0.120 0.139 0.200 35 0 0.047 0.095 0.140 0.180 Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 52 2.3. Phƣơng pháp xác định độ tin cậy của chày dƣới khuôn ép gạch ceramis trên cơ sở mòn [8], [9] Sau khi đã có số liệu thống kê về lượng mòn của Chày dưới khuôn ép tại năm thời điểm, tiến hành xác định độ tin cậy của nó theo trình tự 4 bước sau đây (các số liệu đó đã được loại bỏ sai số thô): Bước 1- Tuyến tính hoá các thể hiện mòn Trên hệ trục toạ độ Đề các- trục hoành là thời gian t, trục tung là lượng mòn U- một thể hiện mòn sau 4 thời điểm khảo sát được biểu diễn bằng bốn điểm. Điểm I là giao điểm của đường thẳng t1 và đường thẳng U1, điểm II là giao điểm của đường thẳng t2 và đường thẳng U2, tương tự cho điểm III và điểm IV. Tại thời điểm t0, U = 0 Theo phương pháp bình phương bé nhất ta thay thể hiện mòn đó bằng một đường thẳng (hình 2.9). Hình 2.9- Một thể hiện mòn được thay bằng 1 đường thẳng Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 53 Một mẫu Chày dưới có 35 thể hiện mòn, tổng cộng có 35 đường thẳng được thay thế: Ui= ait + bi (ai và bi là các hệ số, i= 135,). Sử dụng Chương trình Matlap xác định được các đường thẳng Ui (hình 2.10). Bước2- Xác định thời gian hỏng do mòn (tuổi thọ mòn) của chày dưới Lượng mòn giới hạn của Chày dưới khi làm việc ở ngoài thực tế qua khảo sát là Ugh = 0.2mm. Xác định các giao điểm 1,2,3,..,35 giữa các đường thẳng U1,U2,U3,...,U35 với đường thẳng Ugh. Hoành độ của các giao điểm này t1, t2, t3,...,t35 chính là tuổi thọ mòn của chày dưới. Bước 3- Xác định hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn f(t) Tập số liệu t1, t2, t3,...,t35 là một đại lượng ngẫu nhiên (ĐLNN). Sử dụng chương trình Matlap xác định luật phân bố chính xác của tập đó, đồng thời xác định hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn f(t) và vẽ được đồ thị của hàm f(t) (hình 2.11): Hình 2.10 - Tuyến tính hoá 35 thể hiện mòn 1 2 3 35 0 t1 t2 t3 t35 t (giê) U(mm) Ugh U1 U2 U3 U35 Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 54 Bước 4- Xác định độ tin cậy của Chày dưới khuôn ép Biết hàm mật độ phân phối f(t) hoặc đồ thị của nó ta hoàn toàn xác định được độ tin cậy của Chày dưới tại 1 thời điểm bất kỳ tbk: R(tbk) =   bkt dt)t(f = 1-  bk 0 t dt)t(f (2.7) Ở đây:  bk 0 t dt)t(f là xác suất hỏng trong khoảng thời gian từ 0 đến tbk. R(tbk) = diện tích phần hình dưới đường cong f(t) với trục hoành t và 2 đường thẳng tbk, t (phần gạch chéo trên hình 2.11) Căn cứ vào hàm tin cậy R(t) vẽ được đồ thị độ tin cậy theo thời gian của Chày dưới. Tuỳ thuộc vào luật phân phối chính xác của tuổi thọ mòn mà hàm tin cậy R(t) được xác định bằng các công thức khác nhau. Sau đây là một số dạng thường gặp của f(t) và các công thức tương ứng của R(t): R(tbk) f(t) 0 t(giê) tbk f(t) Hình 2.11- Đồ thị hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 55 1- Tập số liệu tuổi thọ mòn tuân theo luật phân phối chuẩn (Gauss)  Hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn có dạng: f(t) =           2 2 2 )t( exp 2 1 (2.8) Trong đó: t- tuổi thọ mòn ngẫu nhiên, t  0; 2- phương sai. - kỳ vọng toán học; - độ lệch tiêu chuẩn.  Hàm tin cậy được xác định theo công thức (2.4): R(t) =   t dt)t(f = 1-  t 0 dt)t(f (2.9) Ở đây:  t 0 dt)t(f là xác suất hỏng trong khoảng thời gian từ 0 đến t. R(t) = 1- dt 2 )t( exp 2 1 2 2t 0            (2.10) Đổi biến z =   )t( (2.11) Khi đó: R(t) = 1 - dtz 2 1 exp 2 1 t 0 2          = 1 - (z) (2.12) Ở đây: (z) = dtz 2 1 exp 2 1 t 0 2          (2.13) Như vậy: R(t) = 1 -         σ μt (2.14) (z) được xác định thông qua hàm Laplace bằng cách tra bảng [6], [9], [11], [14], [16]. Đồ thị hàm f(t) và hàm R(t) được biểu diễn trên hình 2.12. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 56 2- Tập số liệu tuổi thọ mòn tuân theo luật phân phối Lôgarit chuẩn Tập số liệu tuổi thọ mòn t tuân theo luật phân phối Lôgarit chuẩn với các tham số  và 2 khi qua phép biến đổi Y = lnt, đại lượng ngẫu nhiên Y có phân phối chuẩn với các tham số  và 2.  Hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn có dạng: f(t) =           2 2 2 )t(ln exp 2..t 1 (2.15) Trong đó: t- tuổi thọ mòn ngẫu nhiên, t > 0. - kỳ vọng toán học của ĐLNN Y. 2- phương sai của ĐLNN Y. - độ lệch tiêu chuẩn của ĐLNN Y. Gọi E(t) và D(t) là kỳ vọng và phương sai của ĐLNN t, sau khi biến đổi ta có: Hình 2.12- Quan hệ giữa các hàm f(t) và hàm R(t) của phân phối chuẩn 0 f(t) t 0 1 0,5 R(t) t   1 3 1 2 2 3 Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 57 2 = ln         1 )t(E )t(D 2 (2.16)  = lnE(t) - 2 2 (2.17)  Hàm tin cậy: Được xác định theo công thức (2.4): R(t) =   t dt)t(f = 1-  t 0 dt)t(f = 1 - dt 2 )t(ln exp t 1 2 1 2 2t 0            (2.18) Đổi biến z =  tln . Khi đó: R(t) = 1 - (z) = 1 -         σ μlnt (2.19) (z) được xác định thông qua hàm Laplace bằng cách tra bảng [6], [9], [11], [14], [16]. Đồ thị hàm f(t) và hàm R(t) được biểu diễn trên hình 2.14. Hình 2.13- Quan hệ giữa các hàm f(t) và hàm R(t) của phân phối Lôgarit chuẩn 0 t R(t) 1 0 t f(t) 2 2 3 3 1 1 Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 58 3- Tập số liệu tuổi thọ mòn tuân theo luật phân phối mũ  Hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn có dạng: f(t) =  e-t (2.20) Trong đó: - t là tuổi thọ mòn ngẫu nhiên, t  0. -  là tham số của phân phối. Mối quan hệ giữa kỳ vọng toán và sai lệch chuẩn như sau:  = (2.21)  Hàm tin cậy: R(t) = 1-  t 0 dt)t(f = 1 -   t 0 te = e -t (2.22) Đồ thị hàm f(t) và hàm R(t) được biểu diễn trên hình 2.14. 0 t 1 R(t) 0 t f(t) Hình 2.14- Quan hệ giữa các hàm f(t) và hàm R(t) đối với phân phối mũ Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 59 4- Tập số liệu tuổi thọ mòn tuân theo luật phân phối Gamma  Hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn có dạng: f(t) =   t1et     ,  > 0,  > 0. (2.23) Trong đó: t- tuổi thọ mòn ngẫu nhiên, t  0. - tham số hình dạng. - tham số kích thước của phân phối. ()- hàm Gamma được xác định bằng tích phân Ơ le: () =    0 t1 dtet (2.24) Tích phân này không tính trực tiếp được, do đó khi xác định () phải tra bảng theo hàm Gamma[6], [9], [11], [14], [16]. Kỳ vọng, phương sai của phân phối này lần lượt là:  =   , 2 = 2  (2.25)  Hàm tin cậy: R(t) = 1 -   dtet αΓ β βt1α t 0 α   (2.26) Đồ thị hàm f(t) và hàm R(t) được biểu diễn trên hình 2.15. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 60 5- Tập số liệu tuổi thọ mòn tuân theo luật phân phối Weibull  Hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn có dạng: f(t) =                       t exp t 1 ,  > 0,  > 0,   0 (2.27) Trong đó: t là tuổi thọ mòn ngẫu nhiên, t  0;  là tham số hình dạng của phân phối;  là tham số kích thước của phân phối;  là tham số vị trí của phân phối. Trường hợp đặc biệt, khi  = 0 thì: f(t) =                      t exp t 1 (2.28) Hình 2.15- Quan hệ giữa các hàm f(t) và R(t) đối với phân phối Gamma và Weibull 0 1 0 R(t) f(t) t t 2 1 3 4 5 5 4 3 2 1 Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 61 Khi đó phân phối Weibull có 2 tham số, hay còn gọi là phân phối Weibull rút gọn. Kỳ vọng và phương sai của phân phối Weibull:  =  + .          1 1 (2.29) 2 =                        1 1 1 2 22 (2.30) Trong đó:  là hàm Gamma được tính theo (2.25).  Hàm tin cậy: - Trường hợp tổng quát: R(t) = 1-  t 0 dt)t(f = 1-                )t( exp1 = exp          )t( (2.31) - Trường hợp đặc biệt khi  = 0, thì: R(t) = exp         t (2.32) Đồ thị hàm f(t) và hàm R(t) được biểu diễn trên hình 2.16. Hình 2.16- Quan hệ giữa các hàm f(t) và R(t) đối với phân phối Gamma và Weibull 0 1 0 R(t) f(t) t t 2 1 3 4 5 5 4 3 2 1 Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 62 6- Tập số liệu tuổi thọ mòn tuân theo luật phân phối Rơlei  Hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn có dạng: f(t) =          2Rolei 2 2 Rolei 2 t exp t , t > 0, Rolei > 0 (2.33) Trong đó: Rolei- tham số tỷ lệ của phân phối.  Hàm tin cậy: R(t) = 1-           t 0 2 Rolei 2 2 Rolei 2 t exp 1 = exp         2 Rolei 2 2 t (2.34) Đồ thị hàm f(t) và hàm R(t) được biểu diễn trên hình 2.17. 0 0 3 R(t) 1 1 2 1 f(t) 2 t 3 t Hình 2.17- Quan hệ giữa các hàm f(t) và R(t) đối với phân phối Rơlei Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 63 2.4. Độ tin cậy của Chày dƣới khuôn ép gạch ceramics Bảng 2.2. Các hệ số ai và bi của các đường thẳng U = ait+ bi, Giá trị tuổi thọ ti cho mẫu khảo sát (i = 1 ÷ 35). Umm t(giờ) Hình 2.18. Tuyến tính hóa các thể hiện mòn Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 64 Bảng 2.3- Kết quả xử lý số liệu tuổi tho ti của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics Hình 2.19. Đồ thị hàm mật độ phân phối tuổi thọ mòn và đồ thị hàm tin cậy của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 65 Theo kết quả xử lý số liệu tuổi thọ ti như thể hiện trên hình 2.19, độ tin cậy của Chày dưới được tính theo công thức: (2.35) Trong đó: - Φ (...) là hàm Laplace. - t là thời gian làm việc của chày dưới đến lúc hỏng do mòn Từ công thức 2.35, có thể xác định được độ tin cậy của Chày dưới ứng với mỗi thời gian làm việc nhất định. Chương trình Matlab - xử lý số liệu mòn, cho bảng tra độ tin cậy của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics như bảng 2.4. Bảng 2.4. Bảng tra độ tin cậy theo thời gian của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics -------------------------------------------------------- t(giờ) R(t) t(giờ) R(t) --------------------------------------------------- 870 0.9987 905 0.9655 875 0.9977 910 0.9498 880 0.9961 915 0.9290 885 0.9935 920 0.9021 890 0.9904 925 0.8757 895 0.9849 930 0.8362 900 0.9768 935 0.789 R(t) = 1- [(t- 959,079)/ 29,4634] Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 66 2.5. Chu kỳ thay thế của Chày dƣới khuôn ép gạch ceramics Căn cứ vào bảng 2.4, muốn cho xác suất làm việc tin cậy của Chày dưới đạt 78,90% thì chu kỳ thay thế của Chày là τ = 935 giờ. Với chu kỳ thay thế này sẽ có 21,10% Chày dưới bị hỏng do mòn trong thời gian ấy. Tương tự muốn xác suất làm việc tin cậy của Chày dưới đạt 99,87% thì chu kỳ thay thế của Chày là τ = 870 giờ. Với chu kỳ thay thế này sẽ có 0,13% Chày dưới bị hỏng do mòn trong thời gian ấy... t được rút ra từ công thức (2.35). * Nhận xét: Từ bảng 2.4, người sử dụng hoàn toàn có thể xác định được chu kỳ thay thế của Chày dưới theo yêu cầu độ tin cậy đặt trước, cũng như hoàn toàn có thể xác định được độ tin cậy của Chày dưới khi cho trước thời gian làm việc của nó. 2.6. Kết luận chƣơng 2 1- Đã đưa ra được phương pháp và trình tự xác định độ tin cậy trên cơ sở mòn của Chày dưới. Trên cơ sở phương pháp này có thể xác định độ tin cậy trên cơ sở mòn của các chi tiết khác. 2- Đã tiến hành khảo sát quá trình mòn của Chày dưới khi chúng làm việc thực tế tại hiện truờng. Các số liệu đã loại bỏ sai số thô, đảm bảo độ tin cậy. 3- Xác định được hàm tin cậy và vẽ đồ thị hàm tin cậy của từng Chày dưới. 4- Định ra chu kỳ thay thế của Chày dưới theo yêu cầu độ tin cậy của người sử dụng. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 67 KẾT LUẬN CHUNG 1- Đã đưa ra được phương pháp và trình tự xác định độ tin cậy trên cơ sở mòn của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics. Bằng phương pháp này có thể xác định độ tin cậy trên cơ sở mòn của các chi tiết khác. 2- Đã xác định độ tin cậy trên cơ sở mòn của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics. 3- Đã tiến hành khảo sát quá trình mòn của Chày dưới khi chúng làm việc thực tế tại hiện truờng. Các số liệu phong phú và đảm bảo độ tin cậy. 4- Trên cơ sở các số liệu về mòn đã được thống kê, xác định được hàm tin cậy của từng Chày dưới. 5- Đã xác định chu kỳ thay thế của Chày dưới khuôn ép gạch ceramics theo yêu cầu về độ tin cậy của nguời sử dụng. Kết quả này không những có ý nghĩa khoa học mà đã được áp dụng vào thực tiễn, mang lại hiệu quả kinh tế cao. 6- Đã sử dụng tin học như một công cụ hữu hiệu nhằm nâng cao hiệu quả của quá trình nghiên cứu. Tác giả đã sử dụng 2 chương trình máy tính chuyên dụng bằng phần mềm Matlab để xử lý các số liệu về mòn và tính toán độ tin cậy. 7- Luận văn góp phần phát triển ứng dụng lý thuyết độ tin cậy vào Việt nam - một ngành khoa học còn rất non trẻ ở nước ta. ĐỀ XUẤT HƢỚNG NGHIÊN CỨU TIẾP THEO 1- Xác định độ tin cậy trên cơ sở mòn của toàn bộ khuôn ép gạch ceramics (Chày trên và 4 vanh khuôn...) 2- Nghiên cứu các biện pháp để nâng cao độ tin cậy của Chày dưới và của cả khuôn ép. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 68 TÀI LIỆU THAM KHẢO [1] Bùi Công Cƣờng, Bùi minh Trí (1997), Giáo trình xác suất và thống kê ứng dụng, Nhà xuất bản Giao thông vận tải, Hà nội. [2] Trịnh Chất (2001), Cơ sở thiết kế máy và chi tiết máy, Nhà xuất bản Khoa học và Kĩ thuật, Hà nội . [3] Nguyễn Ngọc Dƣ (1995), Ứng dụng lý thuyết xác suất trong xác định độ tin cậy, Học viện Kĩ thuật quân sự, Hà nội. [4] Trần Tuấn Điệp, Lý Hoàng Tú (1999), Lý thuyết xác suất và thống kê toán học, Nhà xuất bản Giáo dục, Hà nội. [5] Gnedenko B.V., Beliaev IU.K., Xoloviev A.D. (1981), Những phương pháp toán học trong lí thuyết độ tin cậy, Người dịch : Trần Chí Đức, Nhà xuất bản Khoa học và Kĩ thuật, Hà nội . [6] Phan Văn Khôi (1987,2001), Cơ sở đánh giá độ tin cậy, Nhà xuất bản Khoa học và Kĩ thuật, Hà nội . [7] Trần Đình Long (1997), Lý thuyết hệ thống, Nhà xuất bản Khoa học và Kĩ thuật, Hà nội . [8] Bành Tiến Long, Nguyễn Đình Mãn (2005), "Xây dựng phần mềm xác định quy luật phân phối chính xác của các đại lượng ngẫu nhiên dùng cho việc nghiên cứu độ tin cậy của các sản phẩm cơ khí", Tạp chí Cơ khí Việt nam, số 97, trang 47- 49. [9] Nguyễn Đình Mãn (2006), Luận án tiến sĩ KHKT, Đại học Bách khoa Hà nội. [10] Nguyễn Văn Mạnh (2005), Luận văn thạc sĩ kỹ thuật, Đại học Công Nghiệp Thái Nguyên. Số hóa bởi Trung tâm Học liệu – Đại học Thái Nguyên 69 [11] Đỗ đức Tuấn (2003), Nghiên cứu xác định một số đặc trưng hao mòn chi tiết nhóm Pittông- Séc măng - Xi lanh động cơ đầu máy Diezen sử dụng trong ngành đường sắt Việt nam. Tạp chí Cơ khí việt nam số 76, tr 30-32. [12] Nguyễn Anh Tuấn, Nguyễn Văn Thêm (1990), Kĩ thuật ma sát và biện pháp nâng cao tuổi thọ thiết bị, Nhà xuất bản Khoa học và Kĩ thuật, Hà nội . [13] Phan Quang Thế, Nguyễn Đăng Bình (2005), Mòn khuôn ép gạch lát nền ceramics và vấn đề thiết kế chế tạo khuôn, Tạp chí KH & CN số 50. [14] Nguyễn Doãn Ý (2001), Độ tin cậy của chi tiết máy- máy và thiết bị, Đại học Bách khoa Hà nội. [15] Nguyễn Doãn Ý (2002), Giáo trình qui hoạch thực nghiệm, Nhà xuất bản Khoa học và Kĩ thuật, Hà nội. [16] Birolini Alessandro (2003), Reliability Engineering, Springer-Verlag, Berlin Heidelbeg.