成文浩 ，寇子明，閆 政，張潤澤

(1.太原理工大學(xué) 機(jī)械與運(yùn)載工程學(xué)院，山西 太原 030024；2.礦山流體控制國家地方聯(lián)合工程實(shí)驗(yàn)室，山西 太原 030024；3.山西省礦山流體控制工程技術(shù)研究中心，山西 太原 030024；4.晉中學(xué)院 機(jī)械學(xué)院，山西 晉中 030619)

由于動(dòng)力性不足輕型膠輪車安全事故日益增多[1，2]，井下作業(yè)前輕型膠輪車的動(dòng)力性日檢顯得尤為重要。目前動(dòng)力性檢測主要以爬坡能力和底盤最大輸出功率檢測為主，劉元鵬等[3]依據(jù)發(fā)動(dòng)機(jī)功率達(dá)標(biāo)法的原理提出了額定功率車速與驅(qū)動(dòng)輪輪邊穩(wěn)定車速的驅(qū)動(dòng)輪功率檢測方法，李亞飛等[4]提出了在低速下汽車動(dòng)力性測試方法和相關(guān)數(shù)學(xué)模型。但動(dòng)力性檢測需要固定場地且底盤測功系統(tǒng)成本較高，用戶自檢可行性較小。爬坡動(dòng)力性檢測由于室外安全隱患較大，檢驗(yàn)時(shí)間較長，無法滿足礦企日常使用要求。

另外，動(dòng)力性不足會(huì)伴隨著排放冒黑煙，所以排放檢測也可以定性反映車輛動(dòng)力性能。排放物主要由固體顆粒、氮氧化合物、烴類、一氧化碳、排氣溫度等組成[5，6]。但目前對排放的研究只停留在環(huán)境保護(hù)要求上，霍紅等[7]提出了常用機(jī)動(dòng)車污染物排放模型用以反映機(jī)動(dòng)車污染物與其影響因素之間的數(shù)學(xué)或物理關(guān)系，以及反映和預(yù)測車輛的排放水平等，Oliveira等[8]建立了裝配先進(jìn)后處理系統(tǒng)的輕型車和重型車 NOx排放模型，Zanin等[9]建立了 CO2與車輛燃油經(jīng)濟(jì)性的關(guān)聯(lián)模型，其不足之處就是缺乏用排放檢測數(shù)據(jù)評估輕型膠輪車動(dòng)力性的方法，因此，建立礦用輕型膠輪車動(dòng)力性評估模型是非常有意義的。

采用回歸分析方法分析車輛的實(shí)際道路排放[10，11]是建立車輛實(shí)際道路污染物排放微觀模型的常用手段之一。研究中，以大同市塔山煤礦某礦用輕型膠輪車為例，利用SPSS軟件得出擬合度最高的多元線性回歸方程，建立了輕型膠輪車動(dòng)力性評估模型。將評估試驗(yàn)數(shù)據(jù)與模型評估結(jié)果對比分析，驗(yàn)證了評估模型的正確性。

1 試驗(yàn)方案及設(shè)備

1.1 試驗(yàn)?zāi)z輪車

試驗(yàn)車輛為塔山煤礦在用的某輕型膠輪車，其關(guān)鍵參數(shù)見表1，膠輪車結(jié)構(gòu)如圖1所示。

1.2 關(guān)聯(lián)因素選取

輕型膠輪車排出廢氣中，除碳煙顆粒以外，廢氣的主要成分為：一氧化碳(CO)、碳?xì)浠衔?HC)、氮氧化合物(NOx)、二氧化硫(SO2)、醛類物質(zhì)等。由于其中CO、HC和NOx在尾氣氣體中所占比較大，且二氧化硫(SO2)，其在廢氣中的濃度取決予柴油中硫的含量，故選取煙度、CO、HC、NOx和排氣溫度作為關(guān)聯(lián)因素。

表1 膠輪車關(guān)鍵參數(shù)

圖1 膠輪車結(jié)構(gòu)圖(mm)

1.3 試驗(yàn)設(shè)備選擇

1)煙度檢測。鑒于不透光煙度計(jì)測量煙度排放用光強(qiáng)度大小來反映煙度排放的大小，故試驗(yàn)選用MQY-200煙度計(jì)測量，以不透光系數(shù)k值作為煙度測量結(jié)果。

2)尾氣分析。尾氣分析主要包括有NOx、CO、HC和排氣溫度檢測，均與柴油機(jī)燃燒相關(guān)聯(lián)，選用MQW-511進(jìn)行。

3)動(dòng)力性檢測。底盤輸出功率是評估車輛動(dòng)力性的重要指標(biāo)[12]，試驗(yàn)以20km/h測得的礦用輕型膠輪車底盤最大輸出功率為動(dòng)力性評估標(biāo)準(zhǔn)，檢測設(shè)備為TCG13-3車底盤測功機(jī)。

1.4 排放多因素回歸分析

選取煙度、CO、排氣溫度、HC和NOx為排放相關(guān)因子。利用SPSS軟件對底盤輸出功率和排放相關(guān)因子進(jìn)行回歸分析，以探討膠輪車底盤輸出功率可由以上關(guān)聯(lián)因素解釋的程度。選取強(qiáng)迫進(jìn)入法，分析結(jié)果見表2—表4。

表2 多元回歸模型的統(tǒng)計(jì)概要

注：a.預(yù)測變量：(常量)，排氣溫度，CO，煙度，HC，NOx；b.因變量：底盤輸出修正功率。

表3 多元回歸模型的方差分析表

注：a.預(yù)測變量：(常量)，排氣溫度，CO，煙度，HC，NOx；b.因變量：底盤輸出修正功率。

表4 多元回歸模型的回歸系數(shù)表

注：a.預(yù)測變量：(常量)，排氣溫度，CO，煙度，HC，NOx；b.因變量：底盤輸出修正功率。

從上表系數(shù)a的Sig欄中發(fā)現(xiàn)HC的值大于0.05，說明該因素對結(jié)果是不顯著的，即對于膠輪車輸出功率的評估影響可以忽略。將其去除后，對其他因素分析結(jié)果見表5—表7。

表5 多元回歸模型的統(tǒng)計(jì)概要

注：a.預(yù)測變量：(常量)，排氣溫度，CO，煙度，NOx；b.因變量：底盤輸出修正功率。

表6 多元回歸模型的方差分析表

注：a.預(yù)測變量：(常量)，排氣溫度，CO，煙度，NOx；b.因變量：底盤輸出修正功率。

表7 多元回歸模型的回歸系數(shù)表

注：a.預(yù)測變量：(常量)，排氣溫度，CO，煙度，NOx；b.因變量：底盤輸出修正功率。

從檢驗(yàn)數(shù)據(jù)可以看出，擬合相關(guān)系數(shù)R2為0.938，非常接近1，說明因變量底盤最大輸出功率與預(yù)測變量之間具有較強(qiáng)的線性相關(guān)性。檢驗(yàn)的Durbin-Watson為2.026，非常接近2，可以說明因變量取值不存在序列相關(guān)。

2 建立動(dòng)力性評估模型

針對底盤最大輸出功率與煙度、CO、排氣溫度、NOx之間存在較強(qiáng)的線性相關(guān)關(guān)系，采用以下數(shù)學(xué)模型，利用SPSS軟件對其進(jìn)行多元線性回歸分析：

P=p1+p2Q+p3M+p4N+p5T

(1)

式中，P為底盤輸出功率，kW；pi為變量系數(shù)與常量；Q為不透光系數(shù)k；M-NOx體積分?jǐn)?shù)，%；N-CO體積分?jǐn)?shù)，%；T為排氣溫度，℃。

最后求解得到：

P=-1084.53+86.695Q+25.49M-

8773.549N+2.574T

(2)

從表7可以看出，模型的顯著性水平達(dá)到了0.005，其中，Sig的值都小于0.05，說明包括常數(shù)項(xiàng)的這幾項(xiàng)對結(jié)果都是顯著的。由方程(2)可見，隨著膠輪車動(dòng)力性能逐漸提升，煙度、氮氧化合物、排氣溫度不斷上升，一氧化碳不斷下降。

3 動(dòng)力性評估試驗(yàn)

在多元回歸分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行了防爆輕型膠輪車的動(dòng)力性評估試驗(yàn)，根據(jù)試驗(yàn)結(jié)果測得底盤最大輸出功率、煙度、CO、NOx化合物以及排氣溫度等排放數(shù)據(jù)。

輕型膠輪車動(dòng)力性評估預(yù)測選用回歸方程式(2)進(jìn)行，選擇多輛膠輪車排放檢測數(shù)據(jù)，計(jì)算得出膠輪車底盤最大輸出功率預(yù)測值，與實(shí)際測得的結(jié)果排進(jìn)行對比分析，結(jié)果見表8。底盤輸出功率檢測照片如圖2所示。

表8 評估精度分析

圖2 底盤輸出功率檢測照片

根據(jù)表8試驗(yàn)結(jié)果可知，評估相對誤差在±5%以下，即在誤差允許的范圍內(nèi)評估模型是有效的。為進(jìn)一步降低回歸模型的評估誤差，各型號膠輪車可根據(jù)排放檢測情況，分析計(jì)算出對應(yīng)的動(dòng)力性評估模型。

4 結(jié) 論

1)利用SPSS軟件進(jìn)行多元線性回歸分析，得到了礦用膠輪車動(dòng)力性評估模型，模型預(yù)測變量sig的值均小于0.05，證明煙度、氮氧化合物、排氣溫度與膠輪車動(dòng)力性呈負(fù)相關(guān)，一氧化碳與膠輪車動(dòng)力性呈正相關(guān)。

2)通過動(dòng)力性評估試驗(yàn)，底盤最大輸出功率預(yù)測相對誤差依次為4.6%、-5.0%、2.57%、4.5%和-4.6%，即模型評估誤差不超過±5%，說明多元回歸模型對膠輪車的動(dòng)力性評估是有效的，為后續(xù)日常車輛動(dòng)力性檢測提供了評估依據(jù)。

3)根據(jù)底盤最大輸出功率實(shí)測數(shù)據(jù)與評估結(jié)果，證明動(dòng)力性評估模型是合理準(zhǔn)確的，能夠評估膠輪車動(dòng)力性，為日后膠輪車動(dòng)力性日檢提供了技術(shù)參考。