
даже для автомобилей одного выпуска величины
доремонтных,
межремонтных и полных сроков службы могут существенно раз-
ниться. Учесть влияние указанных выше многочисленных фак-
торов при расчетах потребности в ремонтах с помощью соответ-
ствующих поправочных коэффициентов чрезвычайно сложно,
тем более, что при этом не гарантируется
'требуемая
объектив-
ность в оценке влияния отдельных факторов.
Из изложенного следует, что описанная выше методика мо-
жет быть использована только при весьма приближенных рас-
четах.
При точных расчетах потребности в ремонтах прльзуются
методиками, которые исходя из основных положений теории вос-
становления и теории надежности, обеспечивают учет всех из-
менений состояния парка автомобилей в районе обслуживания
с необходимой точностью. Данные о потребности в ремонтах, по-
лученные расчетом с применением ЭВМ
«Минск-22»
по одной
из таких методик, разработанной в ГОСНИТИ, мало чем отли-
чаются от фактической потребности в ремонтах. Поскольку про-
ектировщики не всегда имеют возможность пользоваться для
вычислений такими машинами, авторы методики предложили
упрощенный ее вариант, основанный на использовании вычис-
ленных с применением ЭВМ данных функций интенсивности ре-
монтов. При наличии таких данных, представленных в виде таб-
лиц или графиков, задача определения потребности в ремонтах
конкретного парка автомобилей может быть решена и при руч-
ном счете с достаточно высокой точностью.
Методика исходит из рассмотрения изменений состояния пар-
ка автомобилей, подлежащего обеспечению ремонтами, на про-
тяжении достаточно длительного расчетного периода —
15—
20 лет. Принятие такого длительного расчетного периода обус-
ловливается в основном следующими двумя обстоятельствами:
необходимостью рассмотрения изменений состояния парка на
протяжении всего срока службы автомобилей, так как, по дан-
ным предварительных исследований, изменения состояния парка
происходят преимущественно скачкообразно — в моменты вре-
мени,-определяемые
длительностью доремонтных, межремонт-
ных и полных сроков службы автомобилей;
необходимостью иметь данные о потребности в ремонтах на
перспективу, например, для учета возможного расширения про-
ектируемого предприятия или строительства нового.
Исходными данными для расчетов по настоящей методике
служат:
данные об интенсивности поставок новых автомобилей в те-
чение всего расчетного периода;
статистические данные о фактических величинах доремонтно-
го, межремонтного и полного сроков службы автомобилей.
Для использования в расчетах и обеспечения
достаточной
точности
ручного
счета интенсивность поставок новых автомо-
384
v(t) необходимо выразить в функции времени (t) уравне-
нием
прямой линии
-ut
=
a
bt
=
a\+ct),
c
=
-~-
(VI.2.3)
Обращаясь к данным о сроках службы, следует иметь в
виду,
чт
о
согласно действующим в нашей стране положениям направ-
ление автомобилей и агрегатов в капитальный ремонт регламен-
тируется главным образом величиной наработки, выраженной в
километрах пробега или часах работы и т. п. В этой связи при
расчетах по настоящей методике необходимо сначала перейти от
величин наработки до постановки в тот или иной ремонт или до
списания к соответствующим срокам службы через фактические
величины годовой наработки.
Опыт показывает, что фактические величины сроков службы
колеблются в довольно широком диапазоне, закономерно рас-
пределяясь относительно среднего (точнее — средневзвешенно-
го) их значения, называемого математическим ожиданием, и эти
распределения могут быть аппроксимированы (т. е. описаны с
достаточно высокой степенью приближения) каким-либо теоре-
тическим законом. Распределение величины доремонтного сро-
ка службы чаще всего описываются так называемым нормаль-
ным законом, а величин межремонтного и полного сроков служ-
бы — законом Вейбулла. Причем для использования этих рас-
пределений
при расчетах потребности в ремонтах достаточно
иметь такие их параметры
(характеристики),
как среднее (сред-
невзвешенное) значение соответствующей величины М и средне-
квадратическое отклонение а этой величины или коэффициент
вариации
V
',
представляющий собой отношение о
к.
М.
Выполненные авторами методики исследования показали,
что
4
наибольшее влияние на функцию интенсивности ремонтов ока-
зывает величина М. Влияние второго Параметра распределения
сроков службы а на функцию интенсивности ремонтов зависит
от его относительной величины — коэффициента вариации V, и
может быть заметным только на начальном участке вычисляемых
функций для отдельных элементов. Что же
.касается
такой мно-
гоэлементной системы, какой является парк автомобилей, то, как
выяснилось, изменение величины V в пределах от 0,1 до 0,3 в
вычисление функции интенсивности ремонтов заметной ошибки
не вносит. Исследованиями установлено также, что при одних и
тех же значениях М и V вид закона распределения сроков служ-
бы мало влияет на величину искомых функций. Так, при коэф-
фициенте вариации, меньшем 0,35, вполне допустима замена за-
кона Вейбулла нормальным законом. Ошибка при вычислениях
интенсивности ремонтов при такой замене практически отсутст-
вует.
На этом основании в перспективных расчетах вполне до-
пустимо обходиться такими распределениями, которые более
Удобны для вычислений. Настоящей методикой предусмотрено
выполнение
расчетов с использованием данных о функции
'/213—5592 385