Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

книги из ГПНТБ / Липкович С.М. Проектирование технологических процессов очистной выемки угля

.pdf
Скачиваний:
2
Добавлен:
24.10.2023
Размер:
11.15 Mб
Скачать

этому длительная работа комбайнов МК-67 в лавах значительной длины приводит к перегреву двигателя и снижению скорости пода­ чи, а иногда перерыву в выемке угля.

В заключение следует сказать, что на маломощных пластах увеличение длины лавы отрицательно влияет на скорость передви­ жения людей, увеличивается время выполнения ими технологичес­ ких процессов выемки и в конечном итоге все это снижает ско­ рость подачи комбайна.

При выемке угля комбайнами МК-67 максимальная скорость подачи обеспечивается при длине лавы в пределах 135—175 м.

Как показали наблюдения и исследования [23], мощность на ва­ лу электродвигателя при движении комбайна по лаве сверху вниз на 10—15% меньше, чем при его движении снизу вверх, а скорость подачи на 3—7% больше. Разница в мощности определяется из­ менением усилия подачи за счет веса комбайна и веса погрузочно­ го лемеха с углем.

Горно-геологические факторы влияют на ритм протекания про­ цесса добычи угля. К ним относятся: крепость и устойчивость бо­ ковых пород, вмещающих разрабатываемый пласт, ложная кровля, склонность почвы к пучению, водообильность пласта, геологичес­ кие нарушения, выдержанность гипсометрии, мощность пласта, глубина разработки.

Как известно, значительно осложняется работа выемочной ма­ шины в лавах, имеющих неустойчивые боковые породы. В таких очистных забоях часто происходит обрушение пород кровли, ус­ ложняется процесс крепления призабойного пространства, что в конечном итоге приводит к снижению скорости подачи выемочной машины по сравнению с возможной по условиям разрушения уголь­ ного пласта.

Учет влияния устойчивости боковых пород на скорость по­ дачи выемочной машины предлагается осуществлять при помощи коэффициента а', значения которого приведены в следующем параграфе.

Ложная кровля оказывает примерно такое же отрицательное влияние на технологический процесс выемки, как и слабая кровля.

Наличие дующей почвы в лавах приводит к тому, что в местах значительного пучения ее происходит заклинивание комбайна, раз­ рывы конвейерной линии и т. п. Геологические нарушения на уча­ стке существенно снижают скорость подачи выемочной машины, а иногда даже делают невозможными работы по выемке угля.

Влияние мощности пласта на скорость подачи выемочной ма­ шины можно оценить по следующим формулам:

при выемке пласта комбайнами типа К-52

уп = 2,58пг2— 7,1 lm + 6,53, м/мин;

(13.11)

1 , 2 м < т < 2,0 м;

41

при выемке пласта комбайнами типа МК-67

 

ѵп = 1,15m2 +

3,03m — 0,508, м/мин;

 

0,7 M

< m < 1,4 м.

(14.11)

Графически зависимости показаны на рис. 28.

Из рисунка видно (кривая 1), что для выемочных машин с ба­ рабанным исполнительным органом, расположенным на горизон­

тальной оси вращения, увеличение мощности пласта до

1,4 м при­

 

 

 

 

 

 

 

водит

к

снижению

скорости

 

 

 

 

 

 

 

подачи, а дальнейшее увеличе­

 

 

 

 

 

 

ние мощности — к увеличению

 

 

 

 

 

 

скорости

подачи. Это объясня­

 

 

 

 

 

 

;

ется тем,

что

при

мощности

 

 

 

 

 

 

пласта до 1,4 м увеличивается

 

 

 

 

 

 

-j

площадь

обработки

выемоч­

 

 

 

 

 

 

j

ным органом комбайна, влия-

 

 

 

 

 

 

ние отжима угля

сказывается

 

 

 

 

 

 

I

недостаточно. Увеличение пло-

 

 

 

 

 

 

-

щади обработки снижает ско-

 

 

 

 

 

 

j

рость

подачи

выемочной ма-

 

 

 

 

 

 

j

шины. При дальнейшем увели-

0,7

0,9

1,1

1.3

1,5

1,7

1,9т,м

чении

мощности

пласта

суще­

 

 

 

 

 

 

 

ственным

образом

на

работе

Рис. 28. Влияние

мощности

пласта

на

комбайна

сказывается

отжим

скорость подачи при выемке угля ком-

угля.

Уголь

растрескивается,

байнами

2К-52 (7)

и МК-67 (2 )

 

верхняя пачка его, как прави­

 

 

 

 

 

 

 

ло, обрушается еще до прохо­

При

работе

 

 

 

 

да комбайна.

исполнительным

выемочных машин с барабанным

органом на вертикальной оси с увеличением мощности пласта в диапазоне технической характеристики комбайна увеличивается скорость его подачи (рис. 28, кривая 2).

Практические наблюдения за процессом управления узкозах­ ватными комбайнами на шахтах Донецкого бассейна дают осно­ вание считать, что профессионально-техническое мастерство ра­ бочих оказывает определенное, а иногда и существенное влияние на эффективность работы выемочной машины. Высокое профес­ сиональное мастерство и большой опыт позволяют управлять ма­ шиной, максимально используя ее технические возможности.

На степень отжима угля сказывается горное давление, увеличи­ вающееся с глубиной ведения работ. В связи с этим легче разру­ шается угольный массив, что способствует увеличению скорости подачи выемочной машины.

Однако увеличение глубины разработки приводит к повышению газовыделения из пласта, ухудшению состояния боковых пород и в конечном итоге к снижению скорости подачи выемочной машины.

42

§ 4. Определение надежности выемочного оборудования очистных забоев

Комплексная механизация и автоматизация всех процессов до­ бычи угля предусматривает взаимодействие и одновременную ра­ боту различных машин и механизмов, объединенных единым тех­ нологическим процессом. Вследствие многозвенности и последова­ тельной цепи работающего оборудования недостаточная надеж­ ность отдельных машин и механизмов снижает полезное (машинное) время работы всего комплекса оборудования. Выход из строя любого из элементов комплекса приводит, как правило, к остановке очистных работ в забое, поэтому требования к надеж­ ности каждого элемента комплекса значительно повышаются. Эко­ номическая сущность проблемы повышения надежности оборудо­ вания очистных забоев заключается в повышении нагрузки на за­ бой, росте производительности труда и снижении себестоимости до­ бываемого угля.

Проблема повышения надежности горношахтного оборудования сложна и многогранна. Она охватывает широкий круг научных, технических и организационных вопросов и требует для своего ре­ шения значительных сил и средств в области научных исследо­ ваний, проектирования технологии производства и эксплуатации машин. Кроме того, вопросы надежности играют большую роль при установлении параметров основных и резервных мощностей на всех этапах очистных, подготовительных, транспортных и других работ.

В качестве основных критериев надежности горных машин,, комплексов и технологических схем выемки приняты [29, 30, 31]:

Т — наработка на отказ;

P(t) — вероятность безотказной работы в течение требуемого вре­ мени;

т — время восстановления работоспособности системы; kT — коэффициент готовности;

і — интенсивность отказов оборудования очистного забоя; р — интенсивность восстановления работоспособности.

Наработка на отказ (среднее время безотказной работы) пред­ ставляет собой среднее время работы горной машины или очист­ ного забоя между двумя последовательными отказами и опреде­ ляется по формуле

2 ч

------- ,

(15.11)

п

 

где tv . — интервал времени между последовательными отказами; п — число отказов за время испытания или наблюдения.

43

Функция P(t) выражает вероятность того, что в течение требуе­ мого времени (смена, сутки) t не будет отказа машины или в це­ лом очистного забоя, т. е. вероятность, с которой T ^ t

Р ( t ) Р (Т > t).

(16.11)

Критерии 7’ и Р (t) характеризуют безотказность

работы гор­

ных машин

 

Критерием восстанавливаемости горных машин является время восстановления т, представляющее собой среднее время устране­ ния одного отказа, и определяется по формуле

п

где т(' — время, затраченное на устранение г-го отказа;

оно пред­

ставляет собой сумму

времени,

слагаемого из

времени

обнаружения отказа,

ремонта,

опробования

 

элемента

или системы после ликвидации отказа, ожидания лик­ видации отказа.

Величина времени ожидания ликвидации отказа включает за­ траты на подготовку инструментов, доставку запасных частей и организационные потери. Таким образом, она зависит от обеспе­ чения запасными частями и материалами для ремонта рассмат­ риваемой системы. Показатель надежности т, определяемый по суммарному времени простоев, характеризует как ремонтопригод­ ность машины (приспособленность системы для быстрого обнару­ жения отказов, их ликвидации и опробования после ликвидации отказов), так и уровень организации ремонтной службы и обеспе­ ченность запасными частями и материалами. Отсутствие запасных

частей даже при

хорошей ремонтопригодности машины

приводит

к значительному

увеличению времени восстановления

т. Под

готовностью понимается вероятность того, что технологическое

оборудование очистного

забоя

будет

работать

удовлетворительно

в любой момент времени

в определенных условиях эксплуатации:

 

k -

_

т

(18.11)

 

*4’ '

 

у

 

 

 

7 4 - т

 

 

 

k T =

 

*

.

(19.11)

 

 

ц, + Я,

 

 

С помощью коэффициентов kr учитывается влияние надежности машины на ее эксплуатационную производительность. Величина количественных значений критериев (показателей) надежности позволяет производить инженерные расчеты надежности и сравни­

44

тельную оценку горных машин, комплексов и технологических звеньев по надежности. Она также дает основу правильной орга­ низации технического обслуживания, рационального выбора меж­ ремонтных сроков и обоснования норм снабжения запасными ча­ стями.

Задача наиболее точного установления показателей надежности является одной из важнейших для горношахтного оборудования и технологических звеньев шахты.

Коэффициенты эксплуатационной надежности и функции на­ дежности выемочного оборудования. Сущность экспериментальной оценки надежности заключается в том, что на основе полученного объема исходных статистических данных при эксплуатации за­ бойного оборудования производится определение показателей на­ дежности с заданной достоверностью. Методы сбора исходных дан­ ных должны учитывать особенности принятых критериев надежно­ сти и специфику работы различных забойных машин. Получение до­ стоверных показателей надежности достигается путем проведения хр'онометражных наблюдений за работой технологического обору­ дования. Они позволяют получить основные показатели безотказ­ ности работы выемочных машин и их элементов, а также мон­ тажа, демонтажа и ремонта.

Для определения функций надежности горных машин и оцен­ ки достоверности показателей необходимо знать законы распреде­ ления случайных величин — времени безотказной работы tp и устранения отказов т.

Обработка данных хронометражных наблюдений для определе- н-ия закона распределения случайных величин tp (времени работы очистного забоя между последовательными отказами.) показана на примере комбайна 2К-52. По результатам обработки данных наблюдений в течение 204 смей работы очистных забоев, обору­ дованных комбайнами 2К-52, на шахте им. Абакумова комбина­ та Донецкуголь получено п случайных значений безотказной рабо­ ты забоя tp (часть данных приведена в табл. 6. II).

Экспериментальный статистический материал затем формирует­ ся в виде статистического ряда. Для этого весь диапазон значений случайной величины tv разбиваем на интервалы (рекомендуется 7—20). Их удобно принимать равными. Для каждого интервала подсчитываются:

щ — количество значений случайной величины, попавших в ин­

тервал; Wi= —- — — частость;

— аккумулированная ча-

2пі

 

стость. При этом 2,Wi= 1.

 

Результаты подсчетов для рассматриваемого примера пред­ ставлены в табл. 7. II. По данным табл. 7. II построена гистограм­

ма значений

(рис. 29). Из характера гистограммы, а также приб­

лизительного

равенства параметров f a i r можно предположить,

что исследуемая случайная величина tp распределена по экспо­ ненциальному закону. Зная параметры закона распределения,

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а

6.II

 

 

В р е м я б е з о т к а з н о й р а б о т ы о ч и с т н о г о з а б о я , ? р , м и н

 

 

 

 

Дни на­

 

2

3

4

5

6

7

 

8

9

10

1 1

12

13

14

15

блюдений

 

 

50

 

360

60

15

3

68

30

 

3

12

92

3

15

4

4

5

285

 

300

180

45

5

120

18

 

8

10

51

5

3

3

4

72

300

 

28

5

28

8

8

58

 

15

1

75

7

4

3

12

30

210

 

40

20

240

12

30

20

 

1

8

79

4

1

3

10

5

190

 

5

75

30

15

15

3

 

2

48

5

1

3

50

Т

2

90

 

2

30

5

1

45

5

 

3

5

10

1

3

48

6

1

120

 

30

60

8

3

2

48

 

2

3

76

18

4

30

1

1

20

 

10

2

15

5

12

180

 

1

1

31

10

1

60

2

1

60

 

10

50

98

2

28

12

 

0

2

87

12

12

5

3

1

25

 

30

10

300

5

15

5

 

36

8

138

13

1

23

3

1

5

 

60

285

10

28

120

8

 

12

15

15

8

0

4

2

1

70

 

2

180

40

15

5

2

 

28

15

8

21

48

28

1

1

48

 

3

35

15

10

120

1

 

16

8

6

36

21

35

11

18

 

5

8

10

2

120

3

 

15

3

109

8

1

60

11

30

 

40

180

80

3

8

28

 

48

5

10

12

8

300

60

 

38

45

18

45

180

120

2

300

21

15

6

300

 

20

15

250

135

3

12

48

7

7

251

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1

5

8

 

9

12

40

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2

4

— —

з

48

 

 

— — — — — — — 8

 

 

7

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а

7.II

Интервалы

Частота

Частость

Середина ин­

а —20,

д г= 40,

 

 

 

 

 

 

 

1 г - “

 

 

 

 

Ь£п-

Н ’

 

пі

 

w t

 

тервала

t.

 

®■

 

Ч

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

д<

 

 

 

 

 

0—40

 

182

 

0,600

 

20

 

 

 

0

 

0

 

 

0

40—80

 

66

 

0,218

 

60

 

 

 

1

 

66

 

 

66

80—120

 

22

 

0,073

 

100

 

 

 

2

 

44

 

 

88

120—160

 

4

 

0,013

 

140

 

 

 

3

 

12

 

 

36

160—200

 

12

 

0,040

 

180

 

 

 

4

 

48

 

 

192

200—240

 

4

 

0,013

 

220

 

 

 

5

 

20

 

 

100

240—280

 

4

 

0,013

 

260

 

 

 

6

 

24

 

 

144

280—320

 

8

 

0,026

 

300

 

 

 

7

 

56

 

 

392

320—360

 

1

 

0,004

 

340

 

 

 

8

 

8

 

 

64

2nt= 303

 

I W i — l ,0

 

 

 

=282

 

 

Ш

щ =

1082

•т“ “+ 4'Т^ = 20+«да-57’2;

”=4'/ ( 1 М UFr-*“ -*

то.

46

запишем

функцию

плотности

распределения времени

бозотказ-

ной работы выемочного комбайна

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

f(t) =

57,2

exp ( ~ ш У

 

( 20.11)

Поскольку

при

экспоненциальном

законе

распределения

 

 

 

 

 

 

 

 

X = ■1

 

 

 

 

имеем

 

 

 

 

 

 

 

т ’

 

 

 

 

 

/(/) —Яехр(—Kt)0,0175ехр(— 0,0175^)-

(21.11)

 

 

 

 

Используя таблицы функции е~х Приложения, можно рассчи­

тать значения

плотности

вероятности

 

 

 

 

на

границах

интервалов

(табл. 8.II).

т„)

 

 

 

 

На гистограмме (см. рис. 29) по­

 

 

 

 

строена

выравнивающая

кривая рас­

 

 

 

 

пределения,

 

представляющая

собой

 

 

 

 

график функции f(tp), которая, сохра­

 

 

 

 

няя в основном существенные особен­

 

 

 

 

ности статистического распределения,

 

 

 

 

свободна от

 

случайных неправильно­

 

 

 

 

стей хода гистограммы.

 

 

кривой

 

 

 

 

 

При

подборе теоретической

40 80

120 180 200240 ір,мин

распределения между нею и статисти­

 

 

 

 

ческим распределением неизбежны не­

Рис, 29. Гистограмма и вырав­

которые

расхождения.

Необходимо

знать, объясняются ли эти расхожде­

нивающая

кривая

распределе­

ния случайной величины

вре­

ния

ограниченным

числом

опытных

мени безотказной

работы

ком­

данных

или

они

связаны

с

тем, что

байна 2К.-52

 

подобная кривая

плохо

выравнивает

 

 

 

 

данное статистическое распределение. Установить это можно с по­ мощью критерия согласия Пирсона %2 [7]:

 

 

 

 

 

 

 

Т а б л и ц а 8.II

fp, мин

\ t p

= 0,0175<p

-0,0175^

П * р)

Р

(<р.)=ехР (-М і)-ехр (-М і+1)

 

е

Р

 

0

 

0

 

1,0000

0,0175

 

0,5034

40

 

0,7

 

0,4966

0,0087

 

0,2300

80

 

1,4

 

0,2666

0,0046

 

0,1441

120

 

2,1

 

0,1225

0,0021

 

0,0617

160

 

2,8

 

0,0608

0,0011

 

0,0306

200

 

3,5

 

0,0302

0,0005

 

0,0152

240

 

4,2

 

0,0150

0,0003

 

0,0076

280

 

4,9

 

0,0074

0,0001

 

0,0037

320

 

5,6

 

0,0037

0,00007

 

0,0019

47

 

 

(tlj nPj)2

 

(2 2 .11)

 

 

nPi

 

 

 

 

i—

 

 

где k

— число интервалов статистического распределения;

интер­

tii

— число значений

случайной величины

в каждом

п

вале;

наблюдаемых значений случайной ве­

— общее число

Рі

личины;

вероятность попадания

случайной

вели­

— теоретическая

чины в г-й интервал.

Распределение %2 зависит от числа степеней свободы г, которое равно r = k—S(S — число связей, наложенных на частости).

Для экспоненциального

закона

распределения

S = 2.

 

 

По табл. 3 приложения

находим вероятность Р того, что вели­

чина,

распределенная по

закону

у2,

превзойдет

это

значение

 

 

 

Если получаемая вероятность

 

больше

 

 

 

0,05, то считаем, что эксперимен­

 

 

 

тальные данные не противоречат при­

 

 

 

нятому теоретическому закону

распре­

 

 

 

деления случайной величины.

 

случая

 

 

 

Для

 

 

рассматриваемого

 

 

 

__

у2 = 14,6,

Р — 0,1.

 

является

ю 20 зо

Полученная вероятность

ьо so 60 70<с,мин достаточной, чтобы считать верной ги­

 

 

 

потезу о том, что случайные значения

Рис. 30.

Кривая

распределения

времени

безотказной

работы

tv ком-

 

 

Z . 3. T ” 1"1

байна 2К-52 распределены по экспо-

Статистическая оценка

ненциальному закону.

_

 

 

показателя

надежности

Т может быть

полностью определена, если указаны доверительные границы ин­ тервала, в котором с соответствующей доверительной вероятно­ стью V заключены наиболее вероятные значения наработки на отказ Т.

Доверительные границы:

т_

Т

1 max

 

«1 ’

 

 

Т ■ =

т_

1 mm

 

ÖO

где öi, Ö2— коэффициенты точности оценки [31].

На рис. 30 показаны гистограмма случайных величин времени устранения отказов комбайна 2К-52. Наработка на отказ опре­ деляется согласно формуле (15. II), исходя из эффективного вре­

мени работы комбайнов за период наблюдений.

Коэффициенты готовности комбайнов при известных значениях наработок на отказ и времени восстановления рассчитываются по формуле (18. И)

48

т

Т + т

Исследования надежности работы узкозахватных комбайнов в условиях шахт Донецкого байссейна показали, что коэффициент готовности в зависимости от горно-геологических, горнотехнических условий и культуры эксплуатации

£= 0,78 -г- 0,87.

§5, Определение оптимальной надежности оборудования

очистных забоев

Определив фактическую надежность оборудования и установив, что она недостаточна для обеспечения эффективной работы, ста­ вится вопрос о ее повышении. Очевидно, максимально увеличивать вероятность безотказной работы экономически не всегда выгодно. Необходимо установить целесообразные значения параметров на­ дежности горных машин, при которых обеспечивается минималь­ ная стоимость выполнения задачи по добыче угля, включая затра­ ты на повышение надежности при изготовлении и эксплуатации

[32, 33,34].

Важной является задача определения целесообразных значе­ ний параметров надежности для оборудования механизированных комплексов. Количественные требования к надежности нельзя рас­ сматривать как неизменные. Они будут непрерывно повышаться с разработкой новых высоконадежных машин, деталей и узлов.

Известно, что качество работы комплекса (машины) характе­ ризуется его реальной эффективностью, которая зависит от цело­ го ряда показателей, в том числе и от параметров надежности. Количественно эффективность выражается вероятностью безот­ казной работы и коэффициентом готовности в определенных усло­ виях эксплуатации. Чем выше требуемая эффективность, тем, при прочих равных условиях, выше должны быть требования к на­ дежности.

Проблема оптимизации надежности оборудования очистного за­ боя сводится к нахождению минимальной стоимости выполнения поставленной задачи, включая затраты на повышение надежно­ сти при производстве и эксплуатации оборудования.

Принципиальная модель оптимальной надежности Сх (Р ) тех­ нологического оборудования очистного забоя может быть пред­ ставлена в виде суммы, стремящейся к минимуму:

Сх(Р) = Са{Р) -f Сп(Р)

min,

(23.11)

где СЭ( Р ) — составляющая расходов, обусловленных

недостаточ­

ной надежностью оборудования, руб; С„(Р) — составляющая расходов, связанных с затратами на

повышение надежности, руб;

49

Р— вероятность безотказной работы за время рабочего цикла (ң.

Очевидно, что составляющая СЯ(Р) с повышением эксплуата­ ционной надежности технологического оборудования очистного за­ боя имеет тенденцию к снижению, составляющая Сп(Р) увеличи­ вается с повышением надежности. При таком характере изменения ■обеих составляющих, связанных с эксплуатационной надежностью технологического оборудования очистной выемки, общие расходы Сх (Р) должны иметь минимум, которому соответствуют оптималь­ ные значения коэффициентов надежности.

Составляющая расходов СЭ(Р) может быть оценена величиной ущерба, вызванного эксплуатацией недостаточно надежного тех­ нологического оборудования очистной выемки. Этот ущерб выра­ жается в увеличении стоимости работ, обусловленном простоями ■оборудования и равном

СЯ(Р) = С,п, руб.,

 

(24.11)

тде С\ — средняя стоимость восстановления

работоспособности

технологического оборудования лавы

после

одного от­

каза, руб.;

 

 

п — ожидаемое число отказов за время рабочего цикла.

Обозначим суммарное время безотказной

работы

технологи­

ческого оборудования за время рабочего цикла іц через 2 /р и, учи­ тывая, что вероятность безотказной работы элементов механизи­

рованных комплексов подчиняется

экспоненциальному

закону

Р (/ц)-= ехр^— y - j ;

 

ГР =

п

;

(25.11)

іи = тсут [1 i ß A

(tv

ГП)\ *рем, Ч ,

(26.11)

найдем зависимость количества отказов я от вероятности безотказ­ ной работы P(tn) :

 

_______ — Ъ ір ln Р (іц)

'____

 

Рсут (5

(ип >Яі))

(27.11)

 

^рем

г д е

Тсут — регламентированное время работы очистного за­

 

боя в сутки, ч;

 

 

k ?дп (уп>т) — удельный

коэффициент

технологических пере­

рывов, зависящий от скорости подачи выемоч­ ной машины и мощности пласта;

Іл — длина лавы, м; ірт — время ремонтно-профилактических работ, ч.

50

Соседние файлы в папке книги из ГПНТБ