Статистический анализ дефектности сварных соединений

Впервые в практике монтажной сварки выполнены исследования и анализ дефектности для основных БС. Анализ дефектности выполняли по данным неразрушающих методов контроля (НМК) – внешний контроль и измерения (ВК), ультразвуковой контроль (УЗК), рентгенографический контроль (РГГ) по гамма-рентгено-снимкам с монтажных объектов, представляющих указанные базовые партии стыков. Оценка качества выполнялась в соответствии с требованиями белорусских стандартов, аутентичных международным ИСО 3834-1 – 3834-6, действующих СНиП (ВСН 012-88; 3.05.02-88; 3.03.03-85; 3.05.05-84; 3.03-81, ОСТ 36-59-81и др.). Всего за период с 1989 по 2009 гг. было исследовано и проконтролировано свыше 300 000 сварных соединений по основным базовым совокупностям .

Определяли уровень брака, распределение средних значений показателей дефектности, уровень дефектности (размеры, количество), расслоение по типам дефектов.

Цель анализа – определить наиболее важные статистические характеристики каждой БС, критичность показателей к технологическим процессам, а в конечном итоге – установить доминирующие причины брака, а также допустимые уровни дефектности и основные параметры для расчета границ регулирования и. Работами [8, 11 – 20, 25, 26, 28, 34, 41, 42] установлено, что между явлениями, сопровождающими процессы сварочного производства, образованием и обнаружением дефектности существует стохастическая зависимость, а распределение дефектов в сварных швах подчиняется общим законам теории вероятностей.

Любая базовая совокупность монтажных стыков может быть охарактеризована эмпирическим законом распределения, через функцию распределения, несущую показатели дефектности данной совокупности.

Под эмпирической функцией распределения [11, 25, 59, 61, 68, 71, 72] будем понимать функцию F(x), определяющую для каждого значения X (в нашем случае L, Д, Б) относительную частоту события Х < x, т.е. :

F(x) = n_x / n или F(L) = nL_x / n; F(Д) = nД_x / n; F(Б) = nБ_х / n , (3.1)

где n_x или nL_x, nД_x, nБ_х – число вариант, меньших Х; n – объем выборки.

В отличие от эмпирической функции распределения выборки, интегральную функцию F(x) распределения генеральной совокупности называют теоретической функцией распределения, т.е. F (x) = P (X < x). Следовательно, различие между теоретической и эмпирической функциями состоит в том, что первая определяет вероятность события X < x, а вторая – относительную частоту этого события X < x.

Это следствие является весьма важным для использования аппарата математической статистики при разработке методики статистического регулирования и управления качеством. Расчет эмпирической функции распределения и параметров распределения проводили графоаналитическим путем.

Методика расчета:

- составляем таблицу с вариационным рядом наблюдаемых значений количественных показателей качества;

- определяем значения накопленных частостей n1;

- значения n1 заносим на вероятностную бумагу предполагаемого вида распределения;

- полученные точки аппроксимируем прямой линией;

- графоаналитическим образом определяем параметры распределения и его статистические оценки m (х), d (х) и др.;

- оцениваем степень согласия эмпирического и теоретического распределения по критериям согласия X_n – квадрат (х²); или Колмогорова А.Н. ( l ) ;

- определяем несколько значений (х) для различных значений х и строим эмпирическую функцию плотности;

- определяем вероятность P(X ³ Xн).

Основу статистического исследования составляло большое количество данных, получаемых по результатам измерения одного или нескольких признаков. В нашем случае этими признаками являются количественные показатели дефектности L, Д, Б. Путем расшифровки результатов НМК измеряли обнаруженные дефекты и получали ряд количественных значений. Измерения группировали, устанавливали границы интервалов и их ширину .

Исследование показателя протяженности дефектов

Основные закономерности распределения показателя дефектности L представлены в таблицах 3.4 – 3.5. Результаты статистической обработки накопленных в базе данных массивов истории качества позволяют судить о распределении показателя протяженности дефектов. Например, из данных, представленных таблицей 3.4, 46 % контролируемых участков имеют общую длину или протяженность дефектов до 4 мм, 20 % – от 4 до 8 мм, 9 % – от 8 до 12 мм и т.д. Протяженность дефектов более 40 мм имеет 1,7 % участков. Протяженность дефектов до 16 мм для совокупности составляет 81 %, из которых наибольшая частота или вероятность падает на длину до 8 мм.

По полигону частот и виду гистограмм, представленных на рисунке 3.6в, распределение приближенно можно охарактеризовать законом Вейбула-Гнеденко. Это подтверждается графоаналитическим способом. Полученные значения накопленных частостей на вероятностной бумаге распределения Вейбула-Гнеденко для исследуемых совокупностей аппроксимируются прямыми линиями с согласием

Р( l ) = 0.90 и Р(Х²)=0.82

Непрерывная случайная величина L – показатель протяженности дефектов имеет распределение Вейбула-Гнеденко, а ее плотность описывается следующим образом:

¦(L, m(L), d²(L)) = b / a ( L / a )^b-1 - exp[- (L / a)^b], (3.2)

где а и b – параметры распределения.

Таблица 3.4 – Накопленные частости для показателя протяженности

дефектов L по БС

Распределение переходит в экспоненциальное при b = 1. Функция распределения имеет вид:

_b

F(L, a, b) = e^{- (L/a)} (3.3)

Зная закон распределения ¦(L) и задаваясь нормой протяженности, вычисляли вероятность Р (L > Lн).

Основные параметры (характеристики) распределения приведены в таблице 3.5. Выявлена также определенная зависимость протяженности дефектов от размеров диаметра трубопровода. С увеличением диаметра конструкции протяженность дефектов на участок контроля возрастает. Это можно объяснить особенностями сварки труб. При малых диаметрах труб (<114 мм) и толщинах меньше 5 мм сварщик (несмотря на требования непрерывности процесса сварки) ведет сварку небольшими участками, чтобы избежать прожогов, натеков и т.д. При сварке больших диаметров (>114 мм) и толщине больше 5 мм уже имеется возможность осуществлять процесс сварки непрерывно. Значительное различие по протяженности дефектов показывает, что регулирование технологических процессов сварки трубопроводов, имеющих диаметры больше 219 мм целесообразно вести по показателю L, для трубопроводов диаметром меньше 100 мм - по Д, а для трубопроводов диаметром от 100 до 200 мм - по показателям L и Д одновременно.

Таблица 3.5 – Основные характеристики базовых совокупностей по

показателю протяженности дефектов L

Большая протяженность дефектов на участке контроля особенно сильно проявляется при сварке труб больших диаметров (350-800 мм и более). Основная причина заключается в том, что сварку труб таких диаметров осуществляяют, как правило, в несколько проходов. Каждый слой необходимо зачищать от окалины, производить контроль качества и другие мероприятия. Кроме того, значительно усложняется технологический процесс подготовки и сборки подсварку. При отлаженном технологическом процессе для ручной дуговой сварки основными причинами образования дефектности могут быть квалификация сварщика, нарушение соосности, зазора между свариваемыми элементами, атмосферные условия. Поэтому для предупреждения таких причин трубопроводы больших диаметров следует сваривать только механизированными способами с применением механизированных средств подготовки и сборки под сварку, а также необходимых ограждений от атмосферных осадков и ветра.

Не нашли, что искали? Воспользуйтесь поиском по сайту: