УДК 621,793 - Машиностроение. Вып. 14

Б.А. К АЛЕД И Н ВЫБОР УПРАВЛЯЕМ Ы Х ФАКТОРОВ ПРИ ИССЛЕДОВАНИИ ПРОЦЕССОВ

НАПЫЛЕНИЯ МЕТОДОМ АПРИОРНОГО РАНЖИРОВАНИЯ

Процесс нанесения покрытий на изделия — многостадийный, определяется большим числом факторов (по некоторым данным, от 30 до 6 0 ). Поэтому возникает задача выделить из них наиболее существенные и управляемые д л я ' проведения, например, активного эксперимента. Д ля решения этой задачи м о

жет быть использован метод априорного ранжирования, который позволяет путем целенаправленного опроса специалистов и соответствующей обработки результатов этого опроса определить роль и место каждого из исследуемые^

факторов [1] .

Рассмотрим применение этого метода на следующем примере. Требова

лось выделить наиболее значимые факторы при исследовании процесса нанесе-^

ния покрытии на стальную компактную основу. В качестве определяющего параметра оптимизации была выбрана прочность сцепления покрытия с осно

вой

о^.

Изучались следующие факторы: метод нанесения покрытия конструкция горелки или плазмотрона ) , размеры частиц напыляемого по

рошка (х ^ ), форма частиц порошка (х ^ ) , исходная плотность порошка

(х^),

температура нагрева частиц порошка

(х^),

давление сжатого воздуха (х ^ ), температура подогрева основы (подлож ки)

(х^),

подача плазмотрона или горелки (х ^ ), расстояние от них до подложки (д^ю), материал подложки (X j^ ), материал порошка (д:^^)» исходная обработка поверхности (д^^з), толщина покрытия (д^і4) •

Эти факторы оценивались двумя группами специалистов: в первой группе было 7, а во второй — 8 экспертов. Специалисты представляли различные науч

ные ш колы, учреждения и предприятия.

Каждому из специалистов предлагалось заполнить анкету, куда, помимо перечня факторов, их уровней, диапазона изменения, была внесена графа

’’ ранг фактора” .

Эксперт располагал факторы в порядке убывания их воздействия на проч

ность сцепления покрытия с основой, т.е. ранжировал их. Когда он не мог ука

зать порядок следования двух или нескольких факторов, им приписывался один и тот же номер (р а н г ), а при вычислениях вводились так называемые связанные дробные ранги.

Результаты опроса двух групп специалистов представлены в табл. 1 и 2.

Данные опроса обрабатывали по методике, рассмотренной в работе [1] . Д ля этого сначала подсчитывали суммы рангов для каждого фактора, затем находили разность между суммой рангов каждого фактора и средней суммой рангов всех факторов, квадраты этих разностей и сумму квадратов разностей.

Затем были найдены средние значения суммы рангов (52,5 и 59,5), а также сумма квадратов отклонений (5301,5 и 4165,75).

Чтобы оценить степень согласованности мнений исследователей каждой группы, рассчитывали так называемой коэффициент конкордации:

для несвязанных рангов

W

125

( k ^ - k )

(

1

)

для связанных

W =

nł(k^ - к ) 1 1 2 - т Ъ Т .

( 2 )

где 5 — сумма квадратов отклонений (сумма чисел, стоящих в последней строке табл. 1 и 2 );

т —

число экспертов;

к —

количество факторов;

Т. =

= 1/12* S (Г^.

—tj)\

- /-е число одинаковых рангов в г-м ранжировании.

В шести строках табл. 2 есть связанные ранги. Поэтому, например, в стро

ке

2Т^

= (2^ — 2) + (4^ — 4) = 66, так как в ней четыре ранга по 10,5 и два ранга по 5,5. Соответственно = 6, = 60, = 60, = 36 и = 36. Под

ставляя в формулы (1 ) и (2 ) данные табл. 1 и 2, получим = 0,48, а “

= 0,21. Эти значения коэффициентов конкордации не позволяют уверенно судить о согласованности мнений экспертов. Поэтому воспользуемся крите

рием Пирсона > который может быть вычислен соответственно для несвязан

ных и связанных рангов по следующим формулам:

125 х^ = (3 )

тк{к-\г\)

х^ =

--- (4 )

тк { k + \ ) i n - \ l ( k - \ ) - - L T .

Подставляя известные значения

S, т, к и Т.

в выражения (3 ), (4 ), п о лу

чим для первой группы экспертов

х\

= 43,27, а для второй Xj ~ 30,12.

Сравним расчетные значения этих критериев с табличным при уровне до

верия

а

= 0,05 и степени свободы / = 14—1 = 13. По табл. 8 [1] = 22,36.

Таким образом, согласованность мнений экспертов в обеих группах под

тверждается, так как оба расчетных значения

х\

больше, чем табличное.

Табл. 1. Результаты ранжирования по данным первой группы специалистов

Номер Факторы

экспер

та JC

2 ^3 ^4 ^X5 ^6 ^7 ^8 ^9 ^10 ■^11 ^12 ^13 ^14

1 1 9 11 5 12 6 8 7 13 10 2 3 4 14

2 1 13 10 11 12 3 14 6 7 8 4 5 2 9

3 1 14 9 10 11 5 13 4 6 3 7 8 2 12

4 1 13 2 3 9 4 10 5 11 12 7 6 8 14

5 1 8 4 10 12 2 9 3 11 13 6 7 5 14

6 2 10 1 9 13 5 11 6 8 14 12 3 7 4

7 11 12 14 13 9 8 10 6 7 3 2 1 4 5

18 79 51 61 78 33 75 37 63 63 40 33 32 72

Д/ -34,5 26,5 - 1 ,5 8,5 25,5 -1 9 ,5 22,5 - 1 5 ,5 10,5 10,5 -1 2 ,5 -1 9 ,5 -2 0 ,5 19,5

1190,25 702,25 2,25 72,25 650,25 380,25 506,25 240,25 110,25 110,25 156,25 380,25 420,25 380,25

П р и м е ч а н и е . Ъа„ - сумма рангов для каждого фактора; - среднее значение суммы рангов; - разность между суммой рангов для каждого фактора и средним значением этой суммы, т.е.

Табл. 2. Результаты ранжирования по данным второй группы специалистов

Номер Факторы Число связанных

та

^1 ^X2 ^ 3 ^5 JC

6 ^7 ^8 *10 *1 1 *1 2 *1 3 * 1 4

1 6 10 5,5 5,5 2 8 7 11 13 12 1 3 4 14 2

2 11 12 10,5 10,5 10,5 10,5 3 8 7 4 5,5 5,5 1 2 4 + 2

3 12 13 2 11 5 6 14 7 8 3 4 1 9 10 -

4 7 8 5 9 10 4 3 1 12,5 6 12,5 2 12,5 12,5 4

5 7 12 6 13 14 9 11 5 8 10 2,5 2,5 2,5 2,5 4

6 3 8 5 5 5 9 10 7 11,5 11,5 1,5 1,5 13 14 3 + 2 + 2

7 9 9 5,5 5,5 2 7 9 11 14 12 3,5 1 3,5 13 3 + 2 + 2

8 11 12 14 13 9 8 10 6 7 3 2 1 4 5 -

Ч - 66 84 53,5 72,5 57,5 61,5 67 56 81 61,5 32,5 17,5 49,5 73

Л- 6,5 24,5 - 6 13 - 2 2 7,5 -3 ,5 21,5 2 •-27 --42 -1 0 13,5

42,25 600,5 36 169 4 4 56,25 12,25 462,25 4 729 1764 100 182,25

9 0 1

t 170:

J6 3

Рис. 1. Диаграммы рангов;

а - для первой группы экспертов; б - для второй группы; в - для двух

групп

Это позволяет построить среднюю априорную диаграмму рангов (рис.

\,а,б),

откуда можно сделать следующие выводы.

Так как зависимость близка к экспоненциальной, в число важнейших фак

торов для первой группы можно включить

х^, х^^, х^,

Хд, т.е.

семь факторов, сумма рангов которых меньше средней суммы рангов (5 2 ,5 ).

Это будут соответственно метод нанесения покрытия, обработка поверхности, температура нагрева частиц, материал порошка, температура подогрева под

ложки, материал основы и размер частиц порошка.

В число значимых факторов для второй группы следует включить ^12' і

^13' ^8^ ■^s ’ порошка, материал основы, обработка поверхнос

ти, размеры частиц порошка, температура подогрева основы и исходная плот

ность порошка.

Как видно, в оценке роли и места факторов мнения двух групп специалис

тов не совсем совпадают. Д ля определения согласованности их мнений вос

пользуемся коэффициентом ранговой корреляции Спирмена

R

[2] : для несвязанных рангов

= 1^-

6 2 Л"

/ =1 ^

е - к

для связанных

R

к(к^ - 1 ) I 6 - S - Т - и

[ к ( к ^ - \ ) 16 - 2 Т ] [ к( к^- 1) 1б - 2и]

(5 )

где

S

— сумма квадратов отклонений рангов между группами; Г = 0,5 2 f (Г -

— 1) ; w =0,52w ( w —1) ;

t и и —

число повторений в первой и второй строках.

С этой целью запишем данные табл. 1 и 2 в следующем порядке:

Фактор 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14

Суммы рангов:

I группы 18 79 51 61 78 33 75 37 63 63 40 33 32 72

II группы 66 84 53,5 72,5 57,5 61,5 67 56 81 61,5 32,5 17,5 49,5 73

Фактор 1 2

Присвоив этим суммам ранги от 1 до 14, получим:

3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14

I группа 1 14 7 8 13 3,5 12 5 9,5 9,5 6 3,5 2 11

Пгруппа 9 14 4 11 6 7,5 10 5 13 7,5 2 1 3 12

- 8 0 3 -3 7 - 4 2 0 -3 ,5 2 4 2,5 -1 -1

64 0 9 9 49 16 4 0 12,25 4 16 6,25; 1 1

Табл. 3. Результаты анализа рангов

VOО

Число

экспертов - Сумма рангов факторов Число по-

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14

" вторяющих*

ся рангов

% = 7 18 79 51 61 78 33 75 37 63 63 40 33 32 72 2 + 2

= 8 66 84 53,5 72,5 57,5 61,5 67 56 81 61,5 32,5 17,5 49,5 73 2

m3 = 1 5 84 163 104,5 133,5 135,5 94,5 142 93 144 124,5 72,5 50,5 81,5 145

- 2 8 51 -7,5 21,5 23,5 -17,5 30 - 1 9 32 12,5 -3 9 ,5 -6 1 ,5 -3 0 ,5 33

784 2601 56,25 462,25 552,25 306,25 900 361 1024 156,25 1560,25 3782,25 930,25 1089

Тогда

5 = 64 + 9 + 9 + 4 9 + 16 + 4 + 12,25 + 4 + 16 + 6,25 + 1 + 1 = 191,5;

Т =

= 0,5 Б г ( f - 1) = 0 ,5 [ 2 ( 2 - 1) + 2 ( 2 - 1 )] = 2 ; м = 0,5«2 (2 - 1) = 1. Подставляя в формугіу (5 ) значения

S, T, u и к

, получим

14(142 _ 1 ) / б - 1 9 1 ,5 - 2 - 1

R =

yj

[1 4 (1 4 ^ -1 )/ 6 -2 *2 ] [1 4 (1 4 ^ -1 )/ 6 -2 -1 ]

= 0,58.

Значения

R

в зависимости от согласованности ранжировок могут менять

ся от +1 (ранжировочные ряды совпадают) до —1 (отсутствие корреляции).

Значимость коэффициента

R

оценивается с помощью табл. V I [2] . Д ля этого сначала вычисляется среднее квадратическое отклонение

= 0,28, 1 4 - 1 а затем отношение

z

R

0,58 0,28

= 2,07.

Вероятность согласованности ранжировок берется из табл. V I [2] (при z =

= 2,07,

Р =

0,98), что свидетельствует о неслучайности согласованности мне

ний специалистов двух групп. Поэтому можно рассматривать обе группы спе

циалистов как одну и рассчитывать для нее значения коэффициентов конкор- дации

W,

критерия Пирсона вышеуказанным способом, приняв m 15.

Результаты расчета суммы рангов, их разности и суммы квадратов разнос

тей приведены в табл.З, среднее значение суммы рангов — 112, сумма квадра

тов отклонений — 14 565.

По формулам (2 ) и (4 ) определены IVи Для группы в целом. Они ока

зались соответственно равны 0,28 и 55,5, т.е. согласование мнений всех экспер

тов неслучайно. Диаграмма рангов для всей группы показана на рис. 1, в.

Из нее видно, что распределение рангов неравномерное, а убывание экспонен

циальное. Поэтому можно принять такое решение. Включить в реальный экспе

римент следующие факторы: материал порошка материал основы (•^11) , метод обработки поверхности метод нанесения покрытия (д:^), температуру подогрева подложки

(х^

) , температуру нагрева частиц порошка

(х ^ ) и размеры частиц порошка ( х ^ ) , т.е. те факторы, суммы рангов которых меньше средней суммы рангов (в нашем случае она равна 112) .

Л И ТЕ РАТУРА

1 . К е н д а л М. Ранговые корреляции. — М., 1975. — 215 с. 2. М а с т е р о в В.А.

Практика статистического планирования эксперимента в технологии биметаллов, - М., 1974. - 241 с.

УДК 621.793

О.С. КОБЯКОВ, Е.Г. ГИНЗБУРГ, Л.М . ЕРМОЛЕНКО ИССЛЕДОВАНИЕ ИЗНОСОСТОЙКИХ ПОКРЫТИЙ ИЗ

ТЕРМОРЕАГИРУЮЩИХ ПОРОШКОВЫХ М АТЕРИАЛОВ

Упрочнение крупногабаритных и металлоемких деталей методом газотер

мической металлизации с последующим оплавлением их покрытий сопряжено с определенными трудностями, связанными с необходимостью объемного на

грева деталей до температуры 1050..Л 100 °С [1] . Так, например, примени

тельно к целому ряду деталей нефтяного оборудования объемный нагрев за

труднителен или вообще недопустим ввиду возникновения необратимых структурных изменений основы деталей, окисления поверхности, деформации или возникновения в них термоупругих остаточных напряжений.

Большой практический интерес в,связи с этим представляют износостой

кие покрытия на основе термореагирующих материалов, не требующих после

дующего оплавления. Процесс их напыления сопровождается дополнитель

ным выделением теплоты. В зависимости от марки порошка тепловая энергия может составлять от 30 до 150 Дж/г. Экзотермическая реакция протекает в результате взаимодействия компонентов сплава, в частности N i с А1. В сред

нем продолжительность процесса соизмерима со временем полета частиц до подложки, что обеспечивает формирование достаточно плотного и однородно

го покрытия.

Покрытия из указанных материалов наносят газопламенным напылением.

В проведенных исследованиях была сделана попытка их напыления с по

мощью плазменного нагрева, что в ряде случаев обеспечивает более высокое качество покрытия.

Установлено, что на процесс формирования покрытия и ряд его свойств большое влияние оказывают теплофизические условия напылениями прежде всего мощность, подводимая к плазмотрону, а также дистанция напыления и гранулометрический состав порошка.

Исследовано формирование покрытий из сплавов ПТ-19Н01 и ПТ-ЮНХ15СР2 при использовании в качестве плазмообразующего газа азота и вводе порошка на срез сопла плазмотрона. Напыление осуществлялось по

рошками с грануляцией 80...100 м км с дистанции 100...120 мм на шлифован

ные стальные пластины при линейном перемещении плазмотрона со скоростью 5...6 м/мин. Затем с помощью оптического микроскопа МБС-9 подсчитыва

лось количество полностью и частично оплавленных частиц на единичной пло

щади напьшенной поверхности. Изменение количества расплавленных частиц по отношению к полному их числу в зависимости от подводимой мощности представлено на рис. 1. Как видно из рисунка, максимальное число расплав

ленных частиц (область /, кривые

1 и 2)

соответствует относительно малым значениям мощности плазмотрон:.. В этом случае вклад энергии в общий теп

ловой баланс нагрева частиц, по-видимому, в основном обусловлен экзотер

мическим процессом взаимодействия N i с A l и частично нагревом частиц в плазме дугового разряда. С ростом мощности количество расплавленных час-

Рис. 1 Изменение количества расплавлен

ных частиц в зависимости от мощности подводимой к плазмотрону

Р - 1 0--- ^

тиц уменьшается, а затем вновь возрастает. Это скорее всего объясняется зна

чительным перегревом частиц и интенсивным испарением алюминия с их по

верхности. Появление затем максимума (область //, кривые 7 и 2 ) можно объяснить плавлением частиц в потоке высокотемпературной плазмы, а вклад энергии за счет экзотермического процесса можно считать незначительным.

Анализ покрытий, полученных при значительных мощностях плазмотрона, показал, что при таких условиях происходит формирование недостаточно прочного и качественного покрытия, что связано, по-видимому, с возникно

вением пленок из модифицированных оксидов на поверхности напы

ляемы х частиц, а также в объеме покрытия.

Анализ формирования структуры покрытий, проведенный с помощью оптического микроскопа ” Neophot-21” и электронного растрового микрос

копа 09И0Э-200-004 (рис. 2 ), подтверждает эти предположения.

В случае напыления покрытий при оптимальных значениях мощности плазмотрона (область

I )

формируется гомогенное покрытие, состоящее в основном из расплавленных частиц (рис. 2,

а),

сцепленных между собой за счет процесса микросваривания, что наглядно видно при значительном (до 5*10^ раз) увеличении (рис. 2,

б).

Некоторая разница в характере кривых 7 и 2 (см. рис. 1) скорее всего объясняется различным содержанием в ука

занных сплавах плакирующего А1, а также упрочняющих добавок Сг, В и раскислителя Si. Относительная пористость покрытия достаточно низкая и не превышает 2...3 %.

Прочность сцепления между частицами, измеренная путем разрушения плоских образцов при их растяжении на разрывной машине Р-5, для сплава ПТ-ЮНХ15СР2 составляет 180...200 МПа. Микротвердость покрытий, измерен

ная на шлифах с помощью микротвердомера ПМТ-3, для сплава ПТ-19Н01 составляет 4600..5700 МПа и для сплава ПТ-ЮНХ15СР2 — 5000...6000 МПа.

Износостойкость покрытий исследована в условиях, близких к реальным условиям эксплуатации деталей нефтяного оборудования, работающих при гидроабразивном изнашивании, а также при трении с недостатком смазочного материала. Задачей ускоренных лабораторных триботехнических испытаний являлась проверка стойкости покрытий, используемых при упрочнении дета

лей нефтяных насосов. Исследования осуществлялись в водно-абразивной сре

де на установке, разработанной в ОНИЛ плазменной металлизации Б ПИ (рис. 3 ).

Рис. 2. Микроструктура сплава ПТ-ЮНХ15СР2, полученная при оптимальных режимах на

пыления и исследованная:

а — с помощью оптического микроскопа (Х 2 5 0 ); б — растрового электронного микро

скопа (Х І0 0 0 )

В данной установке исследуемые образцы размещались непосредственно в абразивной среде [2] , а их изнашивание происходило при перемещении абра

зива под избыточным давлением за счет создаваемых цетробежных сил.

Как видно из рис. 3, в процессе вращения винтового шнека жидкость вместе с абразивом интенсивно прокачивается через зазор между его винтовой поверхностью и исследуемыми образцами снизу вверх и выбрасывается через окна в стакане. При этом частицы абразива центробежными силами прижи

маются к внутренней поверхности образцов.

В качестве абразива использован кварцевый песок с частицами круп

ностью 100...150 м км , взятый в объемном соотношении с водой 1:2. Испыты

вались образцы с покрытиями из сплава ПТ-ЮНХ15СР2, напыленными газо

пламенным и плазменным методами на подлож ку из сплава ПТ-Ю5Н. Т о л щина подложки — ОД мм, а основного покрытия — 0,5...0,7 мм. В качестве эталонных использовались образцы, изготовленные из стали 45. Перед испыта

ниями все образцы подвергались точению резцами из белбора при одинако

вых условиях обработки с целью получения идентичных параметров щерохо- ватости исследуемой поверхности. Длительность испытаний составляла 50 ч при суммарном числе циклов до 10^, Относительный износ образцов опреде

ляли по результатам взвешивания на аналитических весах до и после испыта

ний (табл, 1) ,

Рис. 3. Схема установки для испытания образцов при гидроабразивном изнаг

шивании:

1 — электродвигатель; 2 - подшипни

ки качения; 3 - сальниковое уплотне

ние; 4 ^ резервуар; 5 - окно для вы

хода гидроабразивной среды; б — ис

следуемые образцы; 7 -- покрытие;

8 - винтовой шнек; 9 — стакан;

10 - гидроабразивная среда; 11 - контрольные образцы; 12 — абразив

Табл, 1. Результаты испытаний покрытий на износостойкость

Материал образца

Метод

TTQTTT Т - -

Масса образца, г Потеря мае-

ПСІ11Ы

ления до испытаний после испытаний

сы образ

цов, г

ПТ-ЮНХ15СР2 Газо

пламен

ное

245,219 245,04 0,179

Плаз

менное

261,287 261,21 0,077

Сталь 45 (эталон) 271,756 271,26 0,496

Установлено, что в случае гидроабразивного изнашивания стойкость по

крытий из сплава ПТ-ЮНХ15СР2 в 2 ,5 -3 раза выше стойкости эталонных образцов. Анализ шероховатости поверхности, выполненный с помощью про- филографа-профилометра мод. 220 завода ’ ’Калибр” после испытаний, пока

зал, что на образцах с покрытием происходит заметное сглаживание микроне

ровностей, тогда как на эталонных формируется достаточно шероховатая по

верхность, соответствующая параметру = 15...20 мкм.

Образцы, полученные плазменным напылением, обладают более высокой износостойкостью при гидроабразивном изнашивании, чем напыленные газо- ш іа м е н н ы м методом.

Испытания покрытий, полученных из сплавов ПТ-ЮНХ15СР2и ПТ-19Н01 методом шіазменного напыления, при недостатке смазочного материала осу

ществлялись на машине трения марки 2070-СМТ-1 по стандартной методике.

В качестве смазочного материала использовалось масло ’ ’индустриальное 20” . Износостойкость покрытий оценивалась относительно образцов из объемно закаленной стали 45.

Установлено, что относительная износостойкость покрытий на основе сплава ПТ-19Н01 в 1,5-2 раза превосходит эталонные образцы, а сплава ПТ-ЮНХ15СР2 — в 2—2,5 раза. Характер разрушения изнашиваемой поверх

ности в основном обусловлен вырыванием или выкрашиванием отдельных частиц из покрытия. Это может служить признаком недостаточной прочности сцепления частиц при значительной нагрузке (более 2000 Н) и относительно большом числе циклов нагружения (до 10^). В целом стойкость покрытий как на гидроабразивное изнашивание, так и на истирание При недостатке сма

зочного материала можно считать хорошей.

Полученные экспериментальные данные послужили основанием для использования покрытий из указанных сплавов для упрочнения опытной пар

тии рабочих колес магистральных нефтяных насосов и деталей автотрактор

ной техники, в частности коленчатых валов автомобилей.

ЛИ ТЕ РА ТУРА

І . К о б я к о в О.С., Г и н з б у р г Е.Г. Исследования оплавления износостойких покрытий, полученных газотермическим напылением // Машиностроение. - Мн., 1987. - Вып. 12. - С. 46 -49 . 2. З о л о т а р ь А.И., А р о н о в Э.Л., Л е о н и д о в Л.Д. О систе

матизации установок для исследования гидроабразивного износа материалов // Тр.

ВНИИгидромаша. - М., 1972. - Вып. 43. - С. 20-26.

In document Машиностроение. Вып. 14 (бет 84-96)