Пристрій ударної діагностики масивних конструкцій

МІНІСТЕРСТВО ОСВІТИ ТА НАУКИ, МОЛОДІ ТА СПОРТУ УКРАЇНИ

КИЇВСЬКИЙ НАЦІОНАЛЬНИЙ УНІВЕРСИТЕТ  БУДІВНИЦТВА ТА АРХІТЕКТУРИ

 

 

 

 

 

 

 

 

КУРСОВА РОБОТА

з дисципліни

«Цільова підготовка»

 

на тему:

«Пристрій ударної  діагностики масивних конструкцій»

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Київ 2013

Зміст

 

1. Технічне завдання
2. Обґрунтування методу ударної діагностики
3. Інформаційно-вимірювальна система ударної і вібраційної діагностики електричних машин
4. Осциллограми електричних сигналів датчиків, встановлених на керуючому виробі
5. Вибір робочої частоти
6. Вибір перетворювача
7. Опис структурної схеми
8. Порядок роботи з пристроєм
9. Список літератури

 

                                                       ЗАДАНИЕ  № 9

1. Тема  курсовой  работы.  Устройство ударной диагностики массивных конструкций.
2. Назначение. Устройство ударной диагностики предназначено для диагностики дефектов (трещины, раковины, инородные включения) в массивных конструкциях из различных материалов (металл, бетон, керамика и т.д.).
3. Область  применения. Устройство ударной диагностики применяется в строительном производстве, на железнодорожном транспорте, электроэнергетике, и других отраслях народного хозяйства для обнаружения дефектов в массивных объектах (металлические конструкции, железобетонные плиты или сваи и т.д.).
4. Основные  технические  требования:

• диапазон измеряемых частот  -  20 Гц, … , 30 кГц;

• наличие блока фильтрации с фильтрами верхних и нижних частот.

Прибор переносного  типа с возможностью электропитания как от аккумуляторных батарей, так  и от сети. Устройство должно сохранять работоспособность при температуре окружающей среды от – 10⁰ до + 50⁰ С. Верхнее значение относительной влажности – 98% при температуре + 35⁰ С.

5. Технико-экономические  требования.  Прибор должен быть конкурентноспособным, технологичным при изготовлении, удобным в эксплуатации и надёжным. Вес его не должен превышать 4 кг.
6. Содержание пояснительной записки. Техническое задание, обоснование метода ударной диагностики, выбор рабочей частоты, выбор преобразователя, описание структурной схемы устройства, порядок работы с устройством.
7. Содержание графической части. Структурная схема устройства.

8.  Рекомендуемая  литература.

• Приборы для неразрушающего контроля материалов и изделий. Справочник. В 2-х кн. Кн.2 / Под. Ред. В.В.Клюева. – М.: Машиностроение,  1986. – 352 с.
• Методичні вказівки до виконання курсових робіт з дисципліни "Автоматизовані системи контролю і діагностики у будівельному виробництві". / Укладач М.В.Мислович. - Київ: Вид-во КНУБА, 2002, - 72с.
• Марченко Б.Г., Мыслович М.В., Целина В.Н. Ударная диагностика шихтованных магнитопроводов. – (Препр./ АН Украины. Ин-т электродинамики;  №745). Киев,  1993.- 41 с.

 

 

Статичні методи для визначення діагностичних ознак  технічного стану шихтованого магнітопроводу

 

Результати ймовірного аналізу лінійної моделі вібрацій даної практики показує, що досить ефективними при дослідженні вібрації масивних конструкцій виявляються методи статистичного спектрального аналізу. Однак застосувати ці методи можна лише у випадку, коли досліджувані вібрації є випадковим стаціонарним процесом. Нижче розглядаються методи перевірки досліджуваних вібрацій на стаціонарність, а також деякі методи статистичного спектрального аналізу, які були покладені в основу пакета прикладних програм, використовуваних у складі макета ИИС ударної діагностики.

 

Методи перевірки  досліджуваних вібрацій на стаціонарність

 

Розглянемо деякі статистичні  критерії перевірки на стаціонарність, покладені в основу відповідного програмного забезпечення.

Стаціонарність вимірювального процесу по досліджувальній реалізації  можна перевірити при аналізі поводження в часі оцінок основних статистичних аналізів одержуваних з відрізків зареєстрованих вібрацій, узятих на послідовностях не пересічних інтервалів часу. Якщо досліджувані сигнали являють собою реалізації стаціонарного випадкового процесу, то з’являється можливість скоротити число експериментальних даних, що враховуються при діагностичному аналізі, без зниження вірогідності проведеної діагностики.

Оскільки в макеті ИИС ударної діагностики, передбачається використати цифрові методи обробки сигналів, розглянемо статистичні критерії перевірки для випадкових процесів з дискретним часом, одержуваних за допомогою аналогово-цифрового перетворення, тобто для тимчасових рядів виду

{ξ(kΔt),k=0,±1,±2,…},(4)

де Δt – крок дискретизації. При цьому часовий ряд спостерігається на кінцевих відрізках інтервалу Т. У результаті експерименту виходить ряд числових значень Xk, що відповідають ξ(R_Δt) при R=1,n процессу (4). Ці Xr являють собою реалізацію вибірки обсягу n.

Статистична гіпотеза Н₀ про стаціонарність процесу (4) проти альтернативної гіпотези Н₁ про не стаціонарність перевіряється на основі такої вибірки, що рівносильно перевірці вихідного процесу ξ(t), t є Т на стаціонарність на дискретних грат t_R=RΔt? R=1,n.

Для перевірки стаціонарності досліджуваний вібраційний сигнал у випадку, якщо цільність його розподілу має нормальний закон, можна скористатися методами перевірки статистичних гіпотез із використанням t і Р-критерієв. Їхнє застосування дозволяє перевірити досліджуваний процес по математичному очікуванню й дисперсії. Що для нормального закону розподілу еквівалентно перевірці на стаціонарність у точному значенні.

Гіпотеза про стаціонарність нормального  процесу, представленого двома незалежними  відрізками реалізацій (N=2) обсяги n2 й n2 по дисперсії перевіряється з використанням F-критерію Фішера. За цим критерієм гіпотеза про рівність дисперсій, оцінюваних по двох реалізаціях процесу ξ(t), узятим на не інтервалах, що перекриваються, часу Т1і Т2 перевіряється за допомогою статистики.

 

де µ1 й µ2 – незміщені  оцінки дисперсії на інтервалах Т1 и  Т2 дискретизованих вибірок обсягу n1 й n2, обумовлених по співвідношенню

µ1 й µ2 перебувають  по співвідношенню

при n=n1 й n=n2 відповідно. Статистика Wn1-1,n2-1 при справедливості гіпотези про сталість дисперсії в часі має розподіл зі ступенями волі n1-1 й n2-1 (7).

Критична область, що відповідає розглянутому випадку перевірки гіпотези про  стаціонарність по дисперсії, будується в такий спосіб. По таблиці для F-розподілу, наприклад в (7), для деякого рівня знаходимо значення F_{a/2.n1-1.n2-1}. В (7) значення приводяться тільки для а=0,1 й а=0,02 при n1-1 й n2-1 від 1 до 500 з інтерполяцією.

Якщо при заданому рівні значимості отримане значення статистики Wn1-1,n2-1 буде менше табличного F_{a/2.n1-1.n2-1}, то розбіжність між дисперсіями можна вважати не істотним, призначеним. Тоді застосовується гіпотеза про стаціонарність досліджуваного процесу. У протилежному випадку, коли Wn1-1,n2-1 > F_{a/2.n1-1.n2-1} гіпотеза про стаціонарність відкидається.

Відзначимо, що в розглянутому випадку перевірки на стаціонарність за допомогою критерію по дисперсії  немає ніяких допущень щодо математичних очікувань вихідного процесу. Тому варто починати з такої перевірки й тільки якщо після цього виникають сумніви відносно сталості математичних очікувань у часі, то здійснюється ще одна перевірка використанням  t-критерію.

Двох вибірковий t-критерій (N=2) використається при перевірці гіпотези про стаціонарність досліджуваних вібрацій по математичному очікуванню при постійній дисперсії. При цьому гіпотеза Н0 про рівність математичних очікувань двох незалежних нормальних випадкових вибірок з генеральної сукупності з нормальною функцією розподілу перевіряється за допомогою t-статистики: (5)

де v1, v2 – оцінки математичних очікувань

кожної реалізації; µ1, µ2 – оцінки дисперсії (7) при R=2 кожної з реалізацій;      n1, n2  – обсяги вибірок кожної із двох реалізацій. Коли обсяги вибірок однакові, n1=n2=n, вираження (8) перетвориться до виду

При справедливості гіпотези Н0, що досліджувані вібрації – стаціонарний процес по математичному очікуванню, обумовлена відповідно до (8) або (9) статистика має t-розподіл Стьюдента з m=n1+n2-2 або m=2-2n ступенями волі.

Різниця v1, v2 вважається значимою (7) при деякому а, якщо (t)>t_m.1-a/2. При цьому гіпотеза Н0 відкидається, вважається, що вібрації є не стаціонарними. Якщо (t)>t_m.1-a/2, то гіпотеза Н0 з або, що еквівалентно, вібрації по математичному очікуванню вважаються стаціонарними.

Рівень значимості виражає ймовірність  ухвалення неправильного рішення. На практиці найчастіше його виражають  у відсотках і вибирають рівним 5%, рідше 1% або 0,5%. Вибір не впливає на вірогідність, якщо з вибірки фіксований. Для підвищення вірогідності необхідно збільшити обсяг вибірки.

Описаними F- і t-критеріями можна скористатися для стаціонарності досліджуваних вібрацій й у випадку, якщо їхній розподіл відмінно від нормального. При цьому вібрації перевіряються на стаціонарність у змісті.

На підставі розглянутих виражень розроблена програма досліджуваних  вібрацій на стаціонарність. Після  проведення такої перевірки, відібрані  реалізації вібрацій піддавалися за допомогою макет ІВС ударної діагностики обробки по програмі статистичного спектрального аналізу.

 

2. Обґрунтування  методу ударної діагностики

 

При використанні методів та засобів  ударної діагностики особлива увага  приділяється розробці математичних імовірнісних моделей вібраційних хвиль, що виникають у тілі діагностуємого матеріалу. Дослідження імовірнісних моделей вібрацій дозволяє теоретично обґрунтувати можливі діагностичні ознаки, які дають можливість практично здійснювати діагностику дефектів частин різних масивних конструкцій.

Модель вібрацій магнітопровода  будемо будувати для випадку, коли вібрації в ньому збуджуються при роботі електротехнічного устаткування. Цей  випадок є більше змагальним стосовно випадку, заснованому на порушенні  вібраційної хвилі в тілі конструкції ударним молотком.

При побудові такої моделі вібрацій зробимо деякі допущення, пов’язані  з тим, що дослідження коливань суцільних  пружин систем як систем з не скінченним числом ступенів свободи натрапляє  на більші труднощі принципового характеру. Можливість рішення математичного завдання про вібрації розглянутого вузла стає здійсненою тільки за умови введення в розрахунок істотних спрощень. Відомі різні прийоми побудови спрощених схем пристроїв, для яких можна здійснити розрахунки вібрацій.

Крайній пакет осердя статора спрощено можна представити у вигляді однорідного стержня. Як відомо з теорії коливань, вільні подовжні коливання однорідного стержня описуються лінійним диференційним рівнянням другого порядку в частинних похідних:

                                      (1)

де Е – модуль пружності, Р – щільність матеріалу стрижня, u – поздовжній зсув рівноважної крапки перетину стрижня.

Рішення лінійного диференціального рівняння (1) при  нульових граничних  і початкових умовах дає співвідношення для визначення власних частот коливань стрижня.

      n=1,2,3… (2)

 де L – довжина стрижня.

Вираз (2) справедливий для випадку тонкого стрижня, тобто коли поперечні розміри стрижня будуть невеликі в порівнянні з його довжиною. У випадку невиконання цієї умови у рівняння (1) повинен бути уведений коригувальний коефіцієнт. З урахуванням корекції замість вираження (2) для круглого стрижня варто користуватися співвідношенням

    (3)

де L – коефіцієнт Пуассона, r – радіус стрижня.

У виразі (3) (πr)² можна представити як Sπ, де S – площа поперечного перерізу стержня. Вираз (3) можна застосовувати й для стержнів іншої форми, відмінної від циліндричної, якщо перетин стержня має значення відхилення від окружності.

 

3. Інформаційно - вимірювальна система ударної та вібраційної діагностики електричних машин

 

Призначення: інформаційно-вимірювальна система ударної та вібраційної діагностики (ІВСУВД) базується на результатах статистичної обробки ударних і вібраційних сигналів, порушуваних в окремих вузлах електричних машин (шихтованний магнітопровід, підшипники кочення, кріплення обмоток ротора або статора та ін) і дозволяє діагностувати: