某高炮彈頭觸發引信機械零件質量分布特性

王曉鵬，王雨時，聞 泉，張志彪，薛 剛，徐鷺林

(1南京理工大學機械工程學院，南京 210094;2吉林市江機民科實業有限公司，吉林 132021)

彈丸質量俗稱彈重。雖然不符合計量單位國際單位制，但約定俗成已經沿襲下來了。GJB102A—1998《彈藥系統術語》［1］同時給出了“彈丸質量”和“彈重符號”術語。彈重對無控飛行彈丸射擊精度有較大影響。為了兼顧生產經濟性與射擊精度要求，對分裝式中大口徑火炮彈丸給出了彈重分級標志。一般彈重符號從2個“－”到2個“+”號，其中每一符號表示彈重變化范圍為2/3%［2］，也就是說，對于中大口徑制式分裝式彈丸彈重變化范圍為±1.33%。小口徑炮彈不標識彈重符號，也不分組，其彈重或裝配彈體重量公差一般為±5 g，誤差最大可達2.9%。

引信是彈丸的一部分。對于小口徑彈丸，引信質量占彈重的比例較高。如23 mm高炮榴彈彈重為172 g，引信質量為40 g，占比近1/4。因此，控制引信質量散布對控制彈重散布從而提高彈丸射擊精度是有積極意義的。

此外，引信發射過載最大可達十幾萬個g，引信零部件質量變化對后坐力影響較大，進而影響發射強度和后坐(慣性)保險機構解除保險可靠性。而引信機械零件強度設計所涉及的安全系數和許用應力并未涉及產生慣性力的后坐零件質量散布的影響［3，4］，必須在后坐力計算時考慮后坐零件質量散布的影響。因此研究引信及其零部件的質量分布特性對于確保產品工程設計質量、提高引信安全性和可靠性具有重要意義。與彈丸質量即彈重控制相比，引信零部件數量多，性能和結構強度要求高，其質量限定難度較大。由于引信機械零部件材料密度變化不大，所以理論上對于極少數簡單幾何形狀的零件可以采用全微分方式求出其質量散布受尺寸誤差影響的數學關系式，但對絕大多數的零件，由于組合后的幾何形狀過于復雜，所以工程實踐上難以通過理論分析方法獲得其質量分布特性。本文擬以實測質量數據為基礎開展研究。

目前未見有彈箭專業和引信專業非標準文獻論述制式引信型號質量公差要求。對于絕大多數機電引信而言，其機械零件質量占比都是比較大的。因而本文的研究工作對于機電引信也有一定的參考。

GJB 814.1—1990《引信結構要素˙中大口徑炮彈用彈頭引信外形及質量》［5］未給出引信質量公差要求，但給出了全備引信質量范圍:703±113 g。同樣，GJB 814.2—1993《引信結構要素˙迫擊炮彈彈頭引信外形及質量》［6］也未給出引信質量公差要求，但給出了100 mm以下口徑全備引信(小口螺)質量范圍為227±34 g，100 mm以上(不含100 mm)口徑全備引信(大口螺)質量范圍為590±78 g(如采用小口螺引信配用頭螺結構，頭螺質量范圍為363±44 g)。而GJB 814.3—1996《引信結構要素˙特種彈用彈頭引信外形及質量》［7］規定引信質量與 GJB 814.1和 GJB 814.2規定的相同。GJB 814A—2004《中大口徑火炮用彈頭引信及其接口外形》［8］取消了對全備引信的質量要求。事實上相應的美國軍用標準MIL－STD －333B《Fuze，projectile and accessory contours for large caliber armaments》［9］也沒有對全備引信的質量要求。

GJB/Z 120—1999《小口徑炮彈用彈頭引信結構要素》［10］規定適用于30 mm以下口徑的A型引信質量范圍為38～54 g，質量公差±1 g，適用于35 mm以上口徑的B型引信質量范圍為75～85 g，質量公差±2 g。這是目前能見到的唯一對真引信質量公差有要求的文獻。

WJ 587－1978《假引信制造與驗收技術條件》［11］只給出了假引信的重量公差要求:57 mm口徑以下(包含57 mm)的炮彈的假引信重量公差不大于真引信公稱重量的±2%，57 mm口徑以上(不含57 mm)的為±3%。

GJB 374—1987《摘火引信、假引信技術條件》［12］將摘火引信質量范圍確定為全備引信質量的±2%(口徑57 mm以下)或±3%(口徑57 mm以上但不含57 mm)，而假引信的質量范圍比相應摘火引信的大出1%。其中引信質量在50 g以下時按50 g計算質量公差。其后的GJB 374A—1999《摘火引信及假引信規范》［13］將摘火引信的質量公差范圍確定為±3%，將假引信的質量公差范圍確定為±4%(57 mm口徑以上不含57mm口徑)或±3.5%(57 mm口徑以下)。

上述3種標準給出了摘火引信與假引信公差范圍，未見到其詳細論證。由于假引信可以專門設計與制造，可能只是一種實心的機械零件，所以其重量公差要求容易滿足。摘火引信結構基本上等同真引信，并且還要在力學特性上等同于真引信，因此摘火引信質量散布能否滿足上述±3%要求是關鍵。雖然未見有公開文獻披露相關內容，但GJB 374修訂為GJB 374A時將57 mm以下口徑的摘火引信質量公差范圍±2%統一調大至±3%，說明可能有的產品型號難以滿足原±2%的要求。

1 樣本概述

以某生產廠對型號研發階段的23 mm口徑高炮榴彈引信試制樣品除火工品和火工藥劑外的15種金屬機械零件的合格品各100件稱重數據為樣本，樣本均值、標準差和極值如表1所示。測量用天平為電子天平，型號JT2003A，產自浙江余姚金諾天平儀器廠，測量精度0.001 g。根據樣本數據繪制各零件的質量分布統計直方圖如圖1所示。

2 參數估計和分布擬合

分別對各零件質量分布進行正態分布假設和Weibull分布假設，并進行參數估計和分布擬合檢驗。除保險銷因測量儀器精度有限使測量數據唯一而得不出其分布特性之外，其余零件都可進行分布假設。其中正態分布參數如表1所示，Weibull分布參數如表2所示，分布擬合檢驗結果如表3所示。

圖1 各零件質量分布統計直方圖

表2 各零件Weibull分布參數

表3 各零件分布擬合檢驗結果

由表3可以發現，慣性銷、開口環、上體、球座、傳爆管殼和導爆管殼的質量服從正態分布，風帽、引信體、開口環、球座、傳爆管殼和導爆管殼的質量服從Weibull分布。4個離心球組合質量既服從正態分布又服從Weibull分布，而單個離心球質量可能因測量儀器精度限制，使分布直方圖太過集中而不能通過分布擬合檢驗，既不服從正態分布也不服從Weibull分布。另外保險銷因質量太小，測量儀器精度無法區分而無法得到分布類型，彈簧、擊針、裂環、頭塞和隔離球5種零件可能因樣本數據不足既不服從正態分布也不服從Weibull分布。對這5種零件各補測200組數據，新的樣本數據如表4所示。

表4 加大樣本量后的樣本均值、標準差和極值

對加大樣本量以后的5種零件質量再次進行正態分布和Weibull分布假設、參數估計和分布擬合檢驗，正態分布參數估計如表4所列，Weibull分布參數估計如表5所列，分布擬合檢驗結果如表5所列。

表5 加大樣本量后的五種零件Weibull分布參數

經檢驗發現，彈簧、擊針、裂環、頭塞和隔離球在加大樣本量后仍然既不服從正態分布也不服從Weibull分布。由圖2發現彈簧、擊針和隔離球的質量分布統計直方圖存在雙峰現象，這可能是由于參試產品不是來源于同一試制批，存在系統誤差而導致部分測量結果平移造成的。這也可能是造成這些零件質量分布失真的原因。

3 分析和討論

由最初的100組零件，可以隨機組合成100個引信(未包含占比很小的火工品和火工藥劑)，進而得到100個引信質量隨機數據。樣本均值、標準差和極值如表6所示。

表6 引信質量樣本概述

根據樣本數據繪制統計直方圖如圖3所示。假設引信質量服從正態分布，則由樣本數據得到的參數估計值為μ=39.995 g，σ =0.3985 g。利用皮爾遜 χ2檢驗對假設的分布進行檢驗，發現引信質量并不服從假設的正態分布。進而假設引信質量服從靈活性更強的Weibull分布，由樣本得到位置參數δ、形狀參數β和尺度參數α的估計值分別為0，137.04，40.17。并利用皮爾遜χ2檢驗對該假設進行分布擬合檢驗，滿足檢驗條件即原假設成立。繪制假設的Weibull分布概率密度曲線如圖4所示。

研究發現引信質量并不服從常見的正態分布，而是偏態的Weibull分布。根據擬合的Weibull分布計算得均值和方差與樣本對比情況如表7所列。按Weibull分布計算摘火引信質量的1%、0.1%、0.01%概率區間如表8所列。

圖2 加大樣本量的五種零件統計直方圖

圖3 樣本統計直方圖

圖4 引信質量Weibull分布概率密度曲線

表7 根據Weibull分布計算得摘火引信均值和方差

表8 按Weibull分布計算摘火引信質量概率區間

由表7發現發現根據擬合得到的Weibull分布計算的均值和方差與樣本吻合較好，均值相對誤差不超過0.1%，方差相對誤差不超過13%。根據Weibull分布計算得到的引信極值概率區間也與樣本基本吻合。

4 結束語

對23高引信零件質量100組實測數據進行分布假設和擬合檢驗，發現只有一半零件質量分布服從正態分布或Weibull分布。其余既不服從正態分布也不服從Weibull分布的零件在加大樣本量后仍然不服從這兩種分布。由這100組零件隨機組合成的100組摘火引信質量不服從常見的正態分布，而是服從偏態的Weibull分布。由該Weibull分布計算得到的均值和方差與樣本吻合較好，計算得到的極值概率區間也與樣本吻合較好。

對于小零件如彈簧、擊針、裂環、頭塞、離心球和保險銷等，其質量測試精度不足，因而影響了其分布規律的研判。隔離球質量分布不服從正態分布，也不服從Weibull分布，可能與其采用球形毛坯加工工藝有關，也可能預示其加工工藝不穩定，這有待于結合工藝現場做進一步研究。引信體質量分布不服從正態分布，但服從Weibull分布，與其已知的工藝過程波動有關(內孔直徑返修過)。引信體等大零件的質量分布特性對引信的質量分布特性影響較大。引信零部件的質量散布情況，與零件結構維數和平均尺寸精度相對誤差密切相關。二維結構和三維結構零件質量相對誤差約是一維結構的4.2倍和6.8倍。

三維結構零件比二維結構零件的質量相對誤差大，而小尺寸零件比大尺寸零件質量相對誤差大。全彈總體設計時，真引信質量變化范圍可參考對摘火引信的規定，估取為±3%。引信零件質量變化范圍最大可按±3σ原則以±10%估取。

［1］ 杜毓琛，郭占海，劉虹秋，等.GJB102A—1998《彈藥系統術語》［S］.北京:國防工業出版社，1998.

［2］ 《彈藥技術叢書》編輯部.榴彈設計與制造技術實踐［M］.北京:北京理工大學出版社，1995.

［3］ 徐灝.安全系數和許用應力［M］.北京:機械工業出版社，1981.

［4］ 徐灝，蔡春源，嚴雋琪，等.機械設計手冊［M］.北京:機械工業出版社.

［5］ GJB 814.1—1990，引信結構要素˙中大口徑炮彈用彈頭引信外形及質量［S］.

［6］ GJB 814.2—1993，引信結構要素˙迫擊炮彈彈頭引信外形及質量［S］.

［7］ GJB 814.3—1996，引信結構要素˙特種彈用彈頭引信外形及質量［S］.

［8］ GJB 814A—2004中大口徑火炮用彈頭引信及其接口外形［S］.

［9］ MIL-STD-333B Fuze，projectile and accessory contours for large caliber armaments［S］.

［10］GJB/Z 120—1999，小口徑炮彈用彈頭引信結構要素［S］.

［11］WJ 587—1978，假引信制造與驗收技術條件［S］.

［12］GJB 374—1987，摘火引信、假引信技術條件［S］.

［13］GJB 347A—1999摘火引信及假引信規范［S］.

(責任編輯楊繼森)