В работе [1] для оценки технического состояния электромеханического усилителя рулевого управления (ЭМУ РУ) автомобиля ВАЗ-21703 (LADA Priora) предложен диагностический параметр (ДП) – критерий работоспособности (КР) φ, равный отношению коэффициента усиления момента силы Ку к максимальному току потребления усилителя Imax, а также установлены предельное и предельно допустимое значения КР.
(1)
В ходе дальнейших экспериментальных исследований проводились стендовые испытания ЭМУ РУ, цель которых заключалась в определении практических значений КР. Факторами, влияющими на КР, являлись установленные в [2] ДП.
Задача эксперимента состояла в получении и проверке интерполяционной формулы для предсказаний значений изучаемого параметра (КР). Как правило, интерполяционная формула представляет собой математическую модель вида
Y = f(X1, X2, X3, …, Xk), (2)
описывающую поведение объекта, которая называется функцией отклика.
Методы исследования: при проведении стендовых испытаний, методика которых описана в [3], было выявлено, что ДП «неравномерное вращение вала электродвигателя» и «температура обмоток электродвигателя» не оказывают существенного влияния на КР. Поэтому для проведения дальнейших исследований были выбраны следующие факторы: максимальный ток потребления, ток потребления при отсутствии момента на входном валу, максимальный компенсирующий момент, время срабатывания ЭМУ. Обработка результатов эксперимента осуществлялась в соответствии с методикой, изложенной в [4].
При исследовании, в области эксперимента устанавливают основные уровни и интервалы варьирования факторов. Интервал варьирования факторов определяется как
(3)
Основной (нулевой) уровень рассчитывается по формуле
(4)
Результаты расчета представим в табл. 1.
Далее, зная число факторов, по формуле (5), вычислим общее число экспериментов, которые необходимо провести в данном случае.
N = mk, (5)
где m – число уровней фактора; k – число факторов.
N = 24 = 16.
Факторный эксперимент осуществляют с помощью матрицы планирования, в которой используют кодированные значения факторов. Для исключения систематических ошибок опыты, предусмотренные матрицей планирования необходимо выполнить в случайной последовательности. Поэтому порядок проведения опытов выбран по таблице случайных чисел и представлен в табл. 2.
Для компенсации случайных погрешностей и повышения точности эксперимента произведено равномерное дублирование с числом n параллельных опытов равным 3.
Для каждой строки матрицы планирования по результатам n параллельных опытов найдено среднее арифметическое значение параметра оптимизации:
(6)
где u – номер параллельного опыта; Yju – значение параметра оптимизации в i-м параллельном опыте i-й строки матрицы планирования.
Например, для первой строки матрицы планирования составит
С целью оценки отклонений параметра оптимизации от его среднего значения для каждой строки матрицы планирования вычислена статистическая дисперсия :
(7)
Так, будет равна
Таблица 1
Интервал варьирования и основной уровень факторов
Наименование и обозначение факторов |
Уровни факторов |
Интервал варьирования, I |
Основной уровень, X0 |
|
Верхний |
Нижний |
|||
Максимальный ток потребления, X1 |
55 |
0,5 |
27,25 |
27,75 |
Ток потребления при отсутствии момента на входном валу, X2 |
0,5 |
0 |
0,25 |
0,25 |
Максимальный компенсирующий момент, X3 |
24 |
0 |
12 |
12 |
Время срабатывания ЭМУ, X4 |
0,02 |
0,001 |
0,0095 |
0,0105 |
Таблица 2
Порядок реализации опытов
Номер опыта матрицы |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
14 |
15 |
16 |
|
Порядок реализации |
Y1 |
14 |
11 |
1 |
15 |
8 |
10 |
6 |
9 |
2 |
16 |
12 |
3 |
7 |
13 |
5 |
4 |
Y2 |
10 |
6 |
2 |
13 |
3 |
12 |
8 |
15 |
7 |
1 |
14 |
11 |
5 |
9 |
4 |
16 |
|
Y3 |
12 |
7 |
5 |
8 |
13 |
2 |
3 |
14 |
11 |
6 |
10 |
4 |
15 |
9 |
16 |
1 |
Ошибка опыта Sj определяется как корень квадратный из дисперсии опыта:
(8)
При равномерном дублировании опытов однородность ряда дисперсий проверяют с помощью G-критерия Кохрена, представляющего собой отношение максимальной дисперсии к сумме всех дисперсий:
(9)
В нашем случае
Так как расчетное значение критерия Кохрена Gp = 0,1874 не превышает табличного Gт = 0,3346, то делаем вывод об однородности дисперсий. Учитывая однородность дисперсий, вычислена дисперсия воспроизводимости эксперимента:
(10)
Далее, по результатам эксперимента определены коэффициенты модели. Свободный член b0 найден по формуле
(11)
Коэффициенты регрессии рассчитаны по выражению
(12)
где Xij – кодированные значения i-го фактора в j-м опыте.
Так коэффициент регрессии b1 будет равен
Коэффициенты регрессии, характеризующие эффекты взаимодействия, определены как
(13)
Результаты расчета коэффициентов регрессии представлены в табл. 3.
После вычисления коэффициентов модели необходимо проверить их значимость. Проверка значимости коэффициентов осуществляется двумя способами: сравнением абсолютной величины коэффициента с доверительным интервалом и с помощью t-критерия Стьюдента.
При проверке значимости коэффициентов первым способом для определения доверительного интервала необходимо найти дисперсии коэффициентов регрессии.
Дисперсия i-го коэффициента рассчитана по формуле
(14)
Доверительный интервал ∆bi определен по выражению
∆bi = ±tтS{bi}; (15)
где tт – табличное значение критерия Стьюдента при принятом уровне значимости и числе степеней свободы f, с которым определялась дисперсия ; S{bi} – ошибка в определении i-го коэффициента регрессии.
(16)
При равномерном дублировании опытов число степеней свободы находят как
f = (n – 1)N = (3 –1)∙16 = 32;
Таблица 3
Значения коэффициентов регрессии
b0 = 0,3055 |
b1 = –0,0686 |
b2 = –0,0104 |
b3 = –0,0447 |
b4 = –0,0826 |
|
b12 = –0,0375 |
b13 = 0,0083 |
b14 = 0,0696 |
b23 = 0,0389 |
b24 =0,0271 |
b34 = 0,0856 |
b123 = 0,0270 |
b124 = 0,0740 |
b134 = –0,0391 |
b234 = –0,0022 |
b1234 = –0,0174 |
При 5 %-м уровне значимости и числе степеней свободы 32 табличное значение критерия Стьюдента составляет tт = 2,04. Тогда доверительный интервал ∆bi будет равен
∆bi = ±2,04∙0,02968617 = ±0,06055979.
Коэффициент считается значимым, если его абсолютная величина больше доверительного интервала. При сравнении полученных значений ∆bi с данными табл. 3 сделан вывод о значимости коэффициентов регрессии b0, b1, b4, b14, b34, b124.
При проверке значимости коэффициентов регрессии вторым способом критерий – tр найден из выражения
(17)
и сопоставлен с табличным tт. Коэффициент значим, если tр > tт. Статистически незначимые коэффициенты исключаются из модели. Результаты расчета tр представлены в табл. 4.
После сравнения расчетных значений tр с табличными сделан вывод о значимости коэффициентов регрессии b0, b1, b4, b14, b34, b124.
Таким образом, уравнение регрессии примет вид
Y = b0 + b1X1 + b4X4 + b14X1X4 + b34X3X4 + b124X1X2X4. (18)
После расчета коэффициентов модели и проверки их на значимость определена дисперсия адекватности:
(19)
где – значение параметра оптимизации, вычисленное по модели для условий j-го опыта; k – число факторов.
Так, для первой строки матрицы планирования значение составило
Таблица 4
Значения критерия по выражению
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 5
Результаты многофакторного эксперимента
Номер опыта |
X0 |
X1 |
X2 |
X3 |
X3 |
Y1 |
Y2 |
Y3 |
|
|
sj |
|
1 |
+ |
+ |
+ |
+ |
+ |
0,584 |
0,989 |
0,307 |
0,627 |
0,117646 |
0,342996 |
0,538 |
2 |
+ |
– |
+ |
+ |
+ |
0,675 |
0,788 |
0,239 |
0,567 |
0,084044 |
0,289904 |
0,409 |
3 |
+ |
+ |
– |
+ |
+ |
0,989 |
0,370 |
0,985 |
0,781 |
0,126900 |
0,356231 |
0,686 |
4 |
+ |
– |
– |
+ |
+ |
0,078 |
0,106 |
0,111 |
0,098 |
0,000316 |
0,017786 |
0,262 |
5 |
+ |
+ |
+ |
– |
+ |
0,243 |
0,493 |
0,098 |
0,278 |
0,039925 |
0,199812 |
0,367 |
6 |
+ |
– |
+ |
– |
+ |
0,116 |
0,105 |
0,470 |
0,230 |
0,043110 |
0,207630 |
0,238 |
7 |
+ |
+ |
– |
– |
+ |
0,423 |
0,243 |
0,592 |
0,419 |
0,030460 |
0,174529 |
0,515 |
8 |
+ |
– |
– |
– |
+ |
0,152 |
0,078 |
0,081 |
0,104 |
0,001754 |
0,041885 |
0,090 |
9 |
+ |
+ |
+ |
+ |
– |
0,086 |
0,384 |
0,122 |
0,197 |
0,026457 |
0,162657 |
0,210 |
10 |
+ |
– |
+ |
+ |
– |
0,061 |
0,137 |
0,423 |
0,207 |
0,036436 |
0,190882 |
0,064 |
11 |
+ |
+ |
– |
+ |
– |
0,092 |
0,088 |
0,130 |
0,103 |
0,000537 |
0,023180 |
0,062 |
12 |
+ |
– |
– |
+ |
– |
0,100 |
0,123 |
0,439 |
0,221 |
0,035884 |
0,189432 |
0,212 |
13 |
+ |
+ |
+ |
– |
– |
0,384 |
0,403 |
0,072 |
0,286 |
0,034544 |
0,185861 |
0,382 |
14 |
+ |
– |
+ |
– |
– |
0,093 |
0,161 |
0,149 |
0,134 |
0,001317 |
0,036295 |
0,235 |
15 |
+ |
+ |
– |
– |
– |
0,403 |
0,439 |
0,061 |
0,301 |
0,043524 |
0,208624 |
0,234 |
16 |
+ |
– |
– |
– |
– |
0,439 |
0,067 |
0,494 |
0,333 |
0,053956 |
0,232285 |
0,383 |
Gp = 0,1874 |
|
|
|
|||||||||
Gт = 0,3346 |
|
|
Fр = 0,866 |
Fт = 2,1 |
||||||||
f = 32 |
|
|
tт = 2,04 |
Результаты исследования и их обсуждение
Результаты эксперимента по установлению влияния диагностических параметров ЭМУ РУ на критерий работоспособности показаны в табл. 5.
Далее выполнена проверка гипотезы об адекватности полученной математической модели [5]. Для этого использовался критерий Фишера:
(20)
Поскольку для принятого уровня значимости и соответствующем числе степеней свободы, то модель считаем адекватной.
Вывод
В результате экспериментальных исследований по установлению рабочих характеристик ЭМУ РУ ВАЗ-21703 получены практические значения КР и соответствующие им величины факторов. В процессе стендовых испытаний выявлено слабое влияние ранее предложенных ДП «неравномерное вращение вала электродвигателя» и «температура обмоток электродвигателя» на исследуемый показатель работоспособности, поэтому в факторном анализе они не учитывались. По результатам эксперимента определены коэффициенты регрессионной модели и осуществлена проверка их значимости. Степень влияния различных диагностических параметров ЭМУ РУ на критерий его работоспособности отражена в уравнении регрессии, которое успешно прошло проверку на адекватность. Факторы «максимальный ток потребления», «максимальный компенсирующий момент», а также «время срабатывания ЭМУ» в наибольшей степени влияют на КР.
Рецензенты:
Гоц А.Н., д.т.н., профессор кафедры «Тепловые двигатели и энергетические установки», ФГБОУ ВПО «Владимирский государственный университет им. Александра Григорьевича и Николая Григорьевича Столетовых», г. Владимир;
Кульчицкий А.Р., д.т.н., профессор, главный специалист, ООО «Завод инновационных продуктов КТЗ», г. Владимир.