Метрологические аспекты пробоотбора жидкой стали для количественного химического анализа тема автореферата и диссертации по химии, 02.00.02 ВАК РФ

посудаРСТйЕШйгя шз^гжьисслЕяешАтелыэшя и прсек-пвв» ЯИСТМТУТ РЕ^СОКГЛАЛШЧЕСКОЯ ЕТРОММИЛЕНИПСТН ГИРЕДМЕ!

И;» правах пукппмгк

ТЕМЧУРЖ Влацимир Михайлович

МЕТРОЛОГИЧЕСКИЕ АСПЕКТЫ ПРОБООТБОРА ЖИДКОЙ СТАЛИ ОЛЯ КОЛИЧЕСТВЕННОГО ХИМИЧЕСКОГО АНАЛИЗА

02 00 02-аналитическая химия

Автореферат диссертации на соискание ученой степени кашшлата ТЕ^В'нческин наук

Наспан - 199«

Работа вшюднвна в Центральном даучно-ис&годоваггельском институте черной металлургии и Научда-исследовательском институте вЕггоиатизшии черной металлургии.

Научный руковсшггаяь: кандидат технических наук В. П. Зеиараез

Официальные ОШОНВНТН: доетор технических наук & Г- Горский доктор технических наук А. П-Никохьсхай

Ведущая организация: Украинский научно-исследовательский институт специрцьнш сталей, сплавов и ферросплавов

Эащта состоится час на

заседании социализированного совета Д 139- 04- 01 при Государственном научно-исследовательском и проектном институте редаометалдической промышленности ГЯРЕЖВХ по адресу; 109017. Москва. Б. Толмачевский пер.. дом 5.

. С диссертацией ткно ознакомиться в библиотеке института. ПРЕДМЕТ.

Автореферат разослав - <ь " 139 г.

Ученнй секретарь сдациализированного совета, кандидат химических наук : Г. И-Шаненкава

СО Государственный научно-исследовотельскийи проектный ■ институт ре дкометалличес кои промышленности. -

о&ня -ш/лшшлтк ршт

¿вауильнесть прзОликя.; Возрастание-химическойнеоднородности вд-кой «зхп »ромуауто'ткнх стаазых из-за увеличения рабочих обьэьюв а кте''ххг.-:< г-ад! расой агрегатов Бшяашаи и доводаи стали.а таксе уменьши »асе« сх;бярае?ш кота® зондознми пробоотборниками. привали ня разе ^ч.-.-дурплеспа заводов к пошаешто гогрешгоста пробоотбера аад-кой стада на стядки ее тгасгсного аналитического коэтролз.

Это ;:,-.с;ньшоэт достоверность контроля а точность управления гиккчес-ооеггаи; стала, пршщг к перерасходу легирулпих элементов: На фоне постоянно сниааемой погрешности янализя проб, .что лпннлгекйэ сбостржо соотношения ии*ду погрвшнпстякй пробоотбера. гкзае-за. аш. лтческого контроля к нестабильностью технологии вышшвки стали-Негодной информацией. необходимой для выявления. уменьшения и стеби-лкзошк потрзшнаста проСоотбора. являются достоверные оценки ее текущих зиачет-ой в прскниленних усланной-

В теоретических работах и в аналитической практике на иетаядургн-чэсгсиг заводах используется, в основном, один метод оценивания погрешностей - дксшрсвонннЯ анализ. При зтоя не всегда обеспечивается условия -:гс тгзл&ы&^л-угятш&хе. зершетэр аюагаеской нвоаюрег^о—• гзд-с:ляг: • пс-^вико результатов енаигоаз проз п прсажаа-

улло- сж^.'ит достоверность тлучзэктаг огзнга

дос-говарности стоггйстач&оас: ов&кс»; я уивкъ-оеу-,"- с ддс>\ ';о!>исж*?7л яроСоэтбсрз яадасЯ стш в щкаоиявшяа

"на;;ьз вмзчго-хгзепвсюв процессов при принудитэльгхя усреднении в :дгшхя. ¿^дятеекз юодкередкея тгери&юг

вывод и теоретическое исследование плотностей распределения вероят-гстгуП о хстклкьзоззязэя теории сдучаЯнггх процессов и тао-

^ ктгхчг; оцо.-кв^кля перажзтрев; элепергзентальнзя проверка в прегдгшлэнннх условиях гшетез о виде рзспрэделзтй* вероятностей результатов анализов проб гидкоЗ стали и адекватности математических моделей;

?; гылкз гътеностей распределения и статистячоскиЕ оценок зрсяо&тооро в ¿фскчакаыи условиях. Эт^ ••'•■? состоят з новой кзтоде сгатйсткчзского ацэнизэ-

,сю «зчзЕксП ¿^гр^зхтгу; п;-оаостборэ задкой стаян. учотнзгш2гм характер хкготэской неоднородгоста задай стшш и.шшяахщэи:

1<лтв»зт:г1сс:хрэ модель аэдхоЗ стали, в 1согороЯ пространственная ян-качаская неоднородность пртдетавлена в виде системы гармонических функ-ця2 со случайнюиа

плотности раофеделаняй" вероятностей значений содарзаний хиягееско-го зламвнта в пробах, отобранных из расплава (в вддэ семэйства двухнедельных функций), и значений»,разностей результатов анализов пар проб, отобранных из разных плавск: одной технологии (в вала сэиайства трехш-далышх функций);

•функциональные зависимости точечных а интервальных ошкок погроико-сти пробоотбора от центральных моментов выборки указанных разностей.

Практическая ценность состоэт в использовании в анадэтичосюа яв-бораториях металлургически! предприятий.-

предложенной методики и компьютерной программы оценивания гогропда-сти пробоотбсра аидкой стали:

установленных огггивальннх рекнмов пробоотбора и разработанных устройств их стабилизации - автоматов отбора и подготовки проб к анализу, обеслэчизапогх снигениэ погрэшкости пробоогбора.

Рваязэшсзя в внадренне ргзуяьтатсв работа. Методика и протрава использоввш lia металлургических заводах (НЗ) "Азовстадь". " "Электросталь**, автомата отбора и подготовки проб вваденн в проющданнуп эксплуатацию на КЗ "Азозсталь". " Днепроспецсталь". Иовшипашои. Годовой экономический аффект от кх использования составил 223 тыс: руб На 3&ЩТ7 ВЫНОСЯТСЯ:

новый метод статистического оценивания случайной пограпности пробоогбора гадкой стали, основанный на трехвдильных распределениях;

методика и компьвтеркая программа оценивания случайной погрокности проЗоотбора еидкой стали в промышленных условиях.

Апробадая работы. Основные полозения диссертационной работы бшш дологены и обсуждены нэ: Всесоюзной научно-технической кон$эренцки "Теория и практика внепечиой обработки стали" (И.. 1935); Ш Всесоюзной конференции по новым методам спектрального анализа (Запоровье. IS87 ); УШ международной конуре ищи по автоматизации производственных процессов и управления в черной металлургии. (Мариуполь. 1988). Работа апробирована на КЗ, "Азовсталь" при выполнении задания 09.02 "Создать и ввести в вкспдуатацкю ввггом8тизировшшш системы аналитического контроля на металлургических заводах отрасли" в рамках общесоюзной целеьий комплексной праграшы 0. Ц. 047 по постановлении ГКНГ. Президиума АН СССР и Госплана СССР. » 766/164/333 от 30.12.83 г.

□ублах&эдз ■ . По теме диссертации опубликовано 8 печатных работ и получено б авторских свидетельств на изобретения.

Структура в сбьеи работы- Диссертационная работа состоит из введения, 5 глав, заключения, прилеганий на 34 страницах и содаротт 149 страниц машинописного текста. 31 рисунок. 16 таблиц и список лтгсратуры из 107 наиданований. . . .

С0ДЕР1АНИЕ РАБОТЫ

I. МЕТОДЫ ОЦЕНИВАНИЕ ПОГРЕШНОСТИ ПРОБООТБОРА 2ИДК0Л СКЛИ

- ЯсподьзуеюЯтастога^пз Бреет еттод оценивания сбстшляищп погрести аналитического контроля (АК). в т. ч. погрешности пробоотбора ). опирается на два . основных положения. Первое - аддитивность общей перски совокупности независимых случайных величин.образованной под действием нескольких факторов. Она проявляется только в условиях, да действие каждого фактора формирует нормальное распределение- Вго-- гипотеза о портальном распределении сред'зп содержаний гкккчвско-элемента в совокупности проб.отобранных из расплава одного мэталлур-ескоге агрегата в один и тсг* ге mcieht технологического процесса. Эти положения язлтггтся теоретически обоснованием кспсдьзовашш для нивания погрешностей дисперсионного анализа.

Однако, в промышленных условиях указанная гипотеза не получила у сдельного экспериментального подтверждения.

Наоборот, на существование статистически значимых сггклт.^ний плот-тей распределения вероятностей (РВ) от нормального закона при анали-материалов черной металлургии указывается в монографиях В. В. Налимо-А. Б- Шаевича. Ю. Л. Плинера и др. В этих работах отакчается. что кв-

Ч8ЙЯН9 отклонения эксперявакгелъдех плотностей РВ or юрмвлыюго за-а набладазл-ся а аналитической проктахе довольно часто (только 10-15 зученных распределений могут Oirrb отнесены к нормальным). так как в й области ке всегда выполняется все условия, внгеканыке из цэнтра.яь-предельной теоремы А. М. Ляпунова, необходимые для формирования нор-ьного закона- Это вызвано наличие« физических факторов, оказывающих валирупдее влияние и деформирупцих нормальнее распределения. Продается аппроксимировать такие плотности двухмэдальннми функциям1/■ В то ге время теоретического вывода сшщаемых плотностей РВ резуль-ов анализов проб, которые позволили бн объяснить известные эхспвря-тедьнне даккне и кору«ктно использовать метода математической статики дня оценивания похрешностей. до настоящего времени выполнено не :о. Это сдерживает получение на практике достоверных оценок погрешн^ : пробосггборз жидкой стали и разработку эффективных способов ее имения-

Предг.агге?-,кЗ метод свободен от укэзанной гяшгезн. не используется ¡ем в прямом ввде и частное свойство совокупности случайных величин ддитквнссть дисперсии Он основывается на физических свойствах эд-; стали (описанных физической и математической моделями ее простреленной химической неоднородности). вэтекащих из них распределениях ! являхдахся.в общем случае, нормальными) я на композициях плотностей случайных величин общего вида. *

2- ПОСТРОЕНИЕ ВЕРОЯТНОСТНЫХ ЙОДЕЛЕИ 5ОДКО0 СТАЛИ И ПРОЦЕССА ПРОБООТБОРА

' В настоящей раСоте проанализированы известные вксшзршяктахьи данные о пространственной химической ^однородности жидкой стали и < изменении во времвни. Из этих данных следует, что1 незавершенность прс цзсса иассогорекоса при выплавке и доводке стали порождает два осдавш вида неоднородности: макронеодаородность и микронеоднородность-

Первая из них объясняется химическим взаимодействием шлака и метал да. носит монотонный характер по глубине металлургического агрегата проявляется до глубины порядка толщины шлака над расплавом - 0.4 - • О. м. сгорая - молекулярной и конвективной диффузией элементов, имеет по риодаческий характер с разными значениями амплитуд и длин волн в разньс областях и проявляется во всем объеме расплава. Временное, умекьшаню неоднородности - монотонно и в сильной степени зависит от условий перекашивания расплава.

В экспериментальных работах последнего времени установлено, что пр* доводке стали, к моменту ДК меяду скоростями молекулярной и конвективной диффузий устанавливается некоторое постоянное соотношение, а периодический характер образования и всплывания пузырей инертного газа при усрэднигельной проявка (диаметр пузырей 0.07. -. 0.2 м. расстояние ыезаду нккк 0.4- - -0.8 м) форкирует в обьемэ расплава некоторое упорядоченное Спзраодзческое) распределение областей с повышенной и пониженной концентрацией химических элементов.

На основании известных экспериментальных данных в настоящей работе предложена штеыатаческая ыодель пространственной химической неоднородности гидаой стали в виде случайного четырехмерного пространственно--врекенного лоля концентраций химического элемента в точках полуограниченной среди, описываемая системой периодических функций со случайными аргументами:

CCX^+CjSINC2^^); X^iK^+j;

cCvJ-CiC.siNC^t*»^; Y^SySY^^ C1)

PCO» —i— 8~ct/2Sei pC>0«» —e~ V2SX

y^S. <25

OCoe"Tt5»; cCz)«C[1-e"Cz~Zi/Zi>3 (3J

где cCö. cCy) > С<z3 ~ концентрация элемента в точке с координатами Yt» Z4» С " сроднее содержание элемента в овъемэ расплава. У,;

Ct~ амплитуда отаязнямя кет4е>гтрймим зллвнта от иго гр©йиего содержания . %,'M.^t—длина волны 00 и начальная «asa С рад) простр^кст-вен-

нои химической неоднородности. р - плотность распределения »ерогггкос-гтн 1/5Í; S*. " дисперсии амплитуды и длина гг-лнм, q , q , т, -

интенсивность (1/сО и длительность (с) принудительного ycP^íHW** расплава продувкой инертного гаял; С ^ - начальиие значения <со прооуеки>

о о

амплитуды С'О и длины волны <Н> пространственной химической неоднородности; 2, » Z, " коэффициента зсикччёгской ахтий^сстн «лькя, íí; [. -пробы куокмескои Формы, í¿

Начальными условиями тлели является значения: С, Со. sc, S, . L. z«Z. тоТ <4>

где z " глубина отвора гробы, И; Т ~ момент отбора прогы от начале

пгодуюиц, с. „

Граничнши условиями - шпрэрывзгость пространствеиного ряспрэлзлгння элемента и равенство шжду собой значений концентраций элемента в кзг-дой точке, аписнваемнх функциями, со по разный коорданатам в комэнт времени Т:

сСХ:.Т>=сС(^Т>-с<2^Т> С5>

Мэгеыргкчрсток? вссяядшгсте втс® кодэлк пскзяа.т»: •о максигадьное стипнвнда срэдш&го союрквнял адиткга в ;-í_

от среднего содержания его в расплаве с на одной ягэга.а. падуч еию* гаггегрированиэм функций с Г) по объемам проб в разных точках расплава X,. Yt, Zt. при конкретной реализации аргукэнгсз с. . , зависит от

размэрз проб L и соответствует с ос: "шляпке й случайного процесса с ограниченна* спвктрси. опролЕЛЯЭжЯ теоремой В. А- Кстелькиксзз: BiMínL/* J

И = -„г/.' Л CG)

25 плотность IB значений содарханий злемеэта в пробах, отобранных

го резких точек расплава, лрк постоянных значениях Ергумээтез С .; ' соответствует орсск^ссаиогжму закону :

Кс>С ♦ Ч С7)

3) плотность FB знпчвккЯ еаязрзаний элементя в пробах при случ ннх значениях аргукэнтез Н. з разных областях ряепдал'; слэдаепвя:

КОС . —L_ fs-[Cc-HpVSr3V2 +e-[<CVHr.VS V/s] ш>

где s* - дисперсия ОСЪ, в интегрированном виде учитаашиаая г

характер и рассеяние знамений амплитуд С, и длин волн X. пространствен- i V

ной химической неоднородности в разных областях рпеплава; Н - среднее

р

значение внплитуд отклонений содержаний элемента в пролях от содержания •го в расплаве, %.

Последняя плотность РВ получена еле душим образом.

Во-первых. в соответствии с методом моментов, подобрано распределение. при равенстве вторых центральных моментов статистически эквивалентное центрированному арксинусоадальному распределению - дискретное двузначное распределение:

РСС)=ЙСС-С)/2+СКС+С)/2 С9У

где С£с±С> - символическая дельта-сумкция Дирака.

Во-вторых, получена композиция распределения (9) с нормальным закона«. в-третьих, определено граничное условие применимости распределения С8):

й- к* <1.705 СЮ)

где й - параметр семейства С8).

Выведены также значения центральных моментов распре деланий С8>. СВ5.С16) и зависимость второго цекгрального момента (дисперсии 110) от размера проб, показателей химической неоднородности и параметров усреднения расплава:

о

Значения моментов приведены в таблице:.

Распределение Центральные моменты

Второй Четвертый

СУ) арксинус. <9) диски. да-С 8) даухмод. С15> двухмод. С16> треамод. мга«н \/г М4а"СЗ/8)Н* М» 4р' р р а р ар

Плотность РВ. внгекеадая из предложенной модели, представляет собой семейство двухьзоделышх функций (рис. 1а>. Она отражает детерминированную нр в случайную Зр составляло© пространственной химической неоднородности емкой стали на стадии довода.

Семейство функций (8) удовлетворительно обьясняет существующие на практике как одаокодальннэ с |?<1. расплав близок к однородному состоянию так и двухмодальныв сд>1, расплав явно неоднороден) распределения.

Важно, что предложенная модель обладает преемстве, .юсты* нормальный закон является частным случаен распределения (85 при я-о.

I :<(УйС)

\—----К » о.с

-гож

* лс

Рис I. Семейство кривых распределения вероятностей знсчешй:

аэ средних содержаний элемента в пробах из одной плавки (при вр»1. С »0);

бз разностей результатов анализов пЬрншг проб из плавок а,оной тэхнилэгю: (при / з'+Ь^"!)-

2. Зависимость характеристик Рис. 3. Зависимость откоснтвдыш

погрешности н. Э от седо- границ 2,. 2, довзратель-

иения К детерминираваяшЗ ного интерсала от количе-

и случейной состашя&аз ства пар проб N

нйоднородности ра'Шйва (при р=0.36). (три м,=1 )•

з. РАЗРАБОТКА НОВОГО МЕТОДА. ОЦЕНИВАНИЯ ПОГРИИНОСТИ ПРОБООТБОРА ЖИДКОЙ СТАЛИ

• В промшленннг условиях, коГда на одном агрегате в массовом количестве выплавляется сталь небольшого числа морок по одной технологии, группой, обладающей статистически устойчивыми значениями показателе? химической неоднородности, выступает икотаство плавок одной техиодогшг. Случайное рассеяние этих показателей: средних амплитуд отклонения Нр. нестабильностей sp и средних содержаний элемента в расплавах с . имеющееся меаду разными плавками одной технологии, учтено введением сосггве-тствупцих распределений и их средних показателей Н^ S^ С^ характери-зупцих совокупность всех плавок технологии, что дало плотность РВ значений содержаний элемента в пробах, отобранных из этих плавок:

р(С>-С * —1— (e-Cfc-H^/sjVa ^-[cc^/sjVal С12)

т zfZñsT 1 J

В качестве показателя погрешности ПО на группе плавок одной технологии, где случайные значения показателей неоднородности Нр. Sp. С принадлежат к одним генеральным совокупностям, выбрана разность средншс содерааний элемента в парах проб, отобранных из каадой плавки в один и тот se момент повторяуегося технологического процесса.-

Лс»сгсг С13)

Основное преимущество такого показателя, перед показателем в виде содержания элемента в единичных пробах, состоит в независимости его значений от средних содержаний элемента в расплавах, что позволяет формировать в промышленных условиях выборки представительных объемов из разных плавок о^лой технологии.

Идея нового катоде оценивания заключается в использовании числовых характеристик выборки разностей результатов анализов парных проб, отобранных та группы плавок одной технологии, для определения составляющих случайной погрешности ЛК (в т. ч- ПО) на всей этой технологии.

При обосновании метода решены три теоретических вопроса.-

как деформируется платность РВ с 12) с учетом рассеяния результатов при анализе проб?

какой будет плотность РВ значений разностей результатов анализов проб с учетом плотности РВ (12)?

каковы функциональные зависимости точечных и интервальных оценок ха рактеристак погрешности ПО sp.Hp.3T.HT от характеристик выборки М,..М4?

Шютаоста РВ выведены путем свертки распределений (<*). (12) и нормального закон" с использованием характеристических Функций ксшлвксно-го аргуьйнга.-

■ю

р сс)„с * 1 рсЧу'/г^*^ .„-(с^У/гъ^! с ^

- I ' I J

1.

3 р ,

где в*- лис Персия. узрзкт^риг'углцзи рассиями" результатов многократиьп анализов твердого, химически однородного ооралиа. %'

Семейство функций с 16) представляет собой новый класс плотностей РВ значений разностей результат; • анализов парных проб, отобранных из пла вок одной технологии з один и таг ае момекг повторяющегося технологи-ческого процесса. Это - сеиейство трехмода льнах распределений с модами при значения! дс»0. ¿2НТ Оно отражает (рас. 16) основные факторы.влияние ня ппгреашость АК нестабильность анализа за. технологии и хишческую неоднородность расплава на плавких технологи«

®ЗНкцаояа;гьнае зовасякоетн получены решежем систем уравнений. ны-раггиаих второй и четвертый центральные момента распределений се»>.си>>

Но- УЗМ' -н7о ; Б - У М - "4"

Р ' 1р «Р Р Т Т >|> «р

С175

СТ8)

С1Э)

Итя Узм^т-м4т ; /мгт- /зм;т-м,.г <20?

г *- 2

С учета.! значений парагйзтров распределений ей) и егб)

йр- ; -' С213

Я-т- —— - -Г1 -2* -7~ ■ С22)

5а*Зт М*т «г'М)1 '

И

получены зависимости характеристик погрешности ПО (рес2>

- С23>

hv- S»+ST- тф^

Точечам (дшшш характеристик погрешности ПО получены с использованием зависимостей С23>. (24-Э и известных выражений "для оценок цэнтраль-кш моментов по выоорке результатов анализов проб;

Нр"МtRр/СRp* 1 ? .• S^S'-M/iR^D С25)

H>0.5HtR^CR^1J ; S**S*«0.5M,/eR**1> . (26) вктервальше - с «спальзоввнкем распределения х* Пирсона(рас. 3):

S Нр S M.Cn-UR^A'.CR^Î) (273

Ms04-0/^,(Rp+1> s S^Spi M.Cw-O/^/Rp^D C285

M^W^.SCRy*« S H* 5 M^W^^eCR^D C29>

s S'+S^i MjCk-D/x^CR'+D C30)

где ~ ииЕиии и верхний квантили распределения для заданной

дош»рит«*льнон вероятности и числа степеней своеоды См~0.

Довсрэтедыше акачегая случайных погрешностей ПО и АК но ограниченной группе плавок одной технологии подучены с учетом квантиля t распре-z ленкя Стыадвнта.

ОС

Плотности РВ (15). (16). функциональные зависимости (23). (24) к ва-рпжения оценок (2Ь) . (30). ошсызашке ггаткстическна законоиарности при отборе проб юшкой стали из резных плавок одной технологии, является теоретической оснозой првдлагвеюги метода.

Кгтсд состсвт в формировании вьаЭорки разностей результатов анализов пар проо. отоОратшх ш разных плавок одной технологии, определении го етнетши ¿ерлулям ее второго и четвэргого цантралькнх иовюнтов. опрэ-деланиа по (26) точечных.по (29). (30) - интервальных оценок а по (31) дкйэруггелышх йночоний случвйкнх погрешностей ПО и АК.

?&кей образом. прэдлеяегшмй кзтод позволяет по выборкам реэудоштяа «нплгзаз проо. полученных в правагглеккнх условиях, получать сдю$в9?

ГОЛЗЭЕНОСТИ Ш)

•I. ЭКСПЕГЙКЕЭТАЛШЯ ПРОВЕРКА «Е70ДЛ Й--СТА>:ШСАШЯ ОПТИМАЛЬНЫХ РШВДОЗ ПРОБООТВОГА

С гкв-хдью критерия согласия хг Пирсона провэрана адакватвость предлагаемой кода да ПО: из двух прснерявшх гипотез - об схпн'шхаеиьисм (нормальном) а тутзд&дъмиз распределении результатов аналиэоиирио. экс гюркйэнтально полтгверивдясь еторая пет.ггеэя

ОПрвДЗЛОНЗ ПОГреЩКОСТЪ НОВОГО ИЭТОДВ ОТНОСИТвЛдШ известного. ис-подьзутэго выборку результатоа анализов группы а тип из расплава огней плавки, которая составила 17.7 * ДО "Азовсталь". сталь X18HI0T, .

ila oci!os3 предложенного метода разработаны методика и каятьигерная прогрей®® oussGTBaim составляющих гогрэзтост* АК. вдтЛ стали я гремит-двнннх условиях- Катодшса пре."~~пилена а виде отдельного лехумв^я. тиранимого в аналитических лабораториях металлургических псеятокягкЯ н йей описан порядок и оптимальны» режимы еггбогл. гхщ-стош<и я анализ 'Уроб. формирования выборки рвзностей результатов яналжюн. предстп&г.енн ФЬрмулн и графики для вычисления точечных и интесвальных оценок показ?) "Ьлей погрешности ПО. Она внедрена на ИЗ "Азовст&ль" и "Элвктоосталь-

Программа STAN выполнена на основе пакета SuperCalc-4. аходяпаго в доживет программного обеспечения кошытгеров IBM PC XT/A?, с использованием соотношений ОД) . . СЗТ> Ciia выдает на мотггер и rrpwrrep исходит значения ¡шОорок с^с^.Де по разным химическим элементам, ппгг.-нмв 4 интервальные значения показателей неоднородности расплава н_. нестя-Зильности тохнологии S, и лналгоа S доторигэлъныв значеки 1 случайной погрешности ПО дг)о и АК л.гистограммы результатоа анализов rroort. поо-граммэ STAN ввадена в промышленную эксплуатацию на &В •* Элеиглзосталь" В 1991 г. во обработано окси.. 6 тысяч оезультатов анали^н :тгхх5 по 10-и элементам. Примеры работы программы пливедены на рас 4.

Для факторов, нв учтенных в модели ПО. однако сказываших нвкотстое влияние на погрешность ПО. экспериментально поягченн предехыив знача-нвя: ютимальной глубины отбора гооо относительно уровня ллвк-мвталл. начинав с которой практически прекращается монотонное изменение конца«-траши элементов и влияние его на погрешность ПО - о. 4... 0.5 к. минимальной глубины снимаемого слоя пш подготовка проб к анализу - 0.8-. . и. 9 мм. оптимальной технологии подготовки псоб к анализу - 1яэозесеяянив г подачей 0.03... 0.15 .«¡«^зуб

С целью уменьшения погрешности ПО в гтоемнллэнма условиях, оазриос-таны устройства стабилизации режимов 110: автоматизированный манипулятор отбора проб типа МВДР (ТУ 14-18-014-85) и автомат подготовки пооо типа АФОП-I (ТУ 14-12-272-81). Они защищены пятью авторскими свидетельствами на изобретения и введены в промышленную эксплуатацию на ИЗ "Азон-сталь". "Днепроспецсталь". Новолипецксм и до.

'■'! .:.'7и.;м.1« гтес>*Нсп>- ПРО;

са. : ил . • »ч'

Ч£ЛН;ЮЕ< ПМКНПЬР

.ад на ЛЭ"1 ь

и* -СГХ, Ь- * V»

РЕЗУЛЬТАТУ АНАЛИЗОВ ТУЛВОчНЫХ ПРОБ - хпц 2. алп 1. А1вн1<я. I*

4,:АТ^, плак-ННЫ« ПКп:

ая л л» ~ л » ФЧ

Ряс. 4- Приври раОсггн кшпыгариов прогргшн ЭТАН-

ЭСЯОИЕП ¡ЫУ.ШШ* я шводв

1. 3 результат; пшиизя ¿ззестинж экспериментальных данных о ^изд -парр.дагрнх гнякой стшм. вдияпсих !5Я гтгрепностк прпЛогп-бора. пострс«}« мятедлэтическмко »-«дали пространственной химичэгкой ¡т однородности расплаве {в-виде система периодических фу.'гкшД со с-^чпй 1шзет аргументами) и процесса прсбостгбора (в виде случяУшого пронесся) В соответствии с этими моделями, плотность распределения неро!п-,чхгг*,л зультатоа анализов проб. отобранных ю расплава оЛной плавки, представляет собой семейство даухмолалишх функций Выявлена чмнисижхггь ати* функций от показателей неоднородности расплява. размера ;гро<з. кестчОи-льности технологии доводки стали и процесса анализа проб

2 В теоретической части ; ■■хпы обоснован новый метод оиекивянин случайной погрешности пробостбсра При этом решены две нсвыв задачи т«г-рии вероятностей и математической статистики. Выведены и исследсьага новый класс распределений (трехмодальные распределения). г.ггисынакшх совокупность разностей случайных величин, плотность распределения нер ятнсстой которых - дэухмодяльяя. и функзгипнальннп заниеижхли и;чнчннх и интервальных оценок характеристик погрешности от второго и четв«»рггпгс ¡.•рэтральннх «ггуетггов ныберка трзхмодального распрвдвлогмя

3- В экспурклм-гг&дьнсй части работы прозе ре ня адокнигтхггь г.:* дли гае!и-,й модели пробоотбора ( из двух проверенных с лгмгаьо крипчзкл .■г Пирсона гипотез об одномодашюм и явухмодалыюм распределениях. .-<кс.,> -римвыталыгае подтверждение получила втирая гипотеза). вп^/Мдоваин я прокаленных условиях методика и кошьюгорная прог?а»»я.птячн» пакость нового метода. Эта погрешность оказалась в пределах 20 ч

4- Для стабилизации факторов, оказцваппих меньшее влияние на погрешность. и которые не были учтены в «юдоли пробоотбора (глубянн огт^.ср проб. толданя снимаемого слоя, регам подготовки к анализу), разраб</г»!п* а введена в промышленную эксплуатацию на ряде металлургических заводов устройства стабилизации еттгимальннх рехимов пробоотбора - автоматы отбора и подготовки проб к анализу.

5- В шло/), комплекс результатов выполненной работы - теоретическое обосноаакаа а »хаараментэльнзл прсэерха новсто метода, из тс лика а про-грзчка «цензе аогрэакостя пробоотбора аидксЗ стала, устройства ста-бялвзадаа его реаиисв-- сбеспечзваогг получение достоверных оценок г ,г-решюстя пробоотбора я ае уиекьтанне в орошгахеииых условиях

6- Результата настоящей работы имеют перспективу рязнитая по формированию. обобщению и анализу статистических оценок составляющих пог-решноста АН на разных предприятиях, технологиях, агрегатах, по разным химическим э-эменгам. оптимизации соотношений между погрешностями ПО. АН и нестабильностью технологии вышивки и доводки стали.

Я

Основные оокажввш раб"» иредстввдвны в аюдушах публимщия1

I. Самарский-В. Ф.. Темчурин В М. . Кулаков В. В. и Харенко В- Л-. Исслэ-^иванив неоднородности проб жилкой стали // Заводск. лаборатория. -I98B-. .

» II) - С 99-101

2 Темчурин В М. - и Самарский В.Ф.. -Влияние технологии подготовки проб на показатели спектрального анализа // Заводск. лаборатория. -I989-.

I i " С

о Темчурин В. U я Замараев В. П- Метод оценивания составлявши погрешности аналитического контроля жидкой сп али // Заводск. лаборатория.

. 'мм; . ■ '

4 Темчурин В. М-. Толмачев В. А ■ Азаренков Е. А И Титовец А-В- Комплекс устройств дяя экспрессного отбора, транспортирования и подготовки пооС) стали к анализу //Современные методы контроля структуры и свойств металлопродукции в черной металлургии: . Сб. научных трудов ЦНИИчерметэ -U .".«7. С. 63-6? •

а. Темчурин ВЫ-. Азаренков Е- А. и Толмачев В. А. Новые устройства для автоматического контроля стали при внепе ной обработке // Теория и практика внепечной обработки стали Всесогон н-техк конференция. - К -

- С. 137-139

б. Темчурин В М Экспрессный отбор и подготовка проб жидкой стали к спектральному анализу // Ш Всесого конференция по новым методам спектрального анализа. - Запорожье. -1987. - С. 1287 Турубингр А Л . Толмачев В. А.. Темчурин В М- и др. Новые метода

и средства вЕпхглггичвского контроля и управления технологическими процессами шюпвчнсж обрабсггки стали. // Ш международная конференция по питч жатояции произшдственных процессов и управления в черной .металду-pi»«i - НейКУПОЛ). ■ 1908 - С. 1-7- - •

а. Зинчонко В М . Туруокгшр А. Л . Еремин B E. . Венедиктов В- С.. Дон-скиЯ САН Темчурин В- М Система аналитического контроля твердых проб. ас * '.С81ВЬ. ЕЛ Л 18. 1982 г.

9 Туруоиняр А Л Зкнченко В. М.. Венедиктов В. С.. Темчурин В. И. и др. Устройство для автоматической настройки глубины резашш при обрабо-ткг проб А С * 933319. И! * 21. I96C

10 Темчурин В. М- и Донской С А. Устройство для автоматического фрозпротшия »фобы на заданную глубину А с. Л 1263495. БИ Л 38. 1386 г

IJ Темчурин _В М к Линской С. А- Устройство для автоматического фроэррсвштя npcjQu на заданную глуби:®. А. с. в 13^8155. БИ * 29. 1987 г

1Z Тзкчурмн В м . Замараев В. П.. Иванов -А- А. и др. Способ отбора пройи рйсшшва из металлургического агрегате Заявка * 481I2Cfe/23-26/

•039092. гежшгг. решение ВНИИПВ ОТ 29 04. 91г. ^

■ ' ,/.■'

К, . А"--*-*