Диагностика и проведение испытаний автоматизированных систем (90
..pdfприводит к необходимости учета особенностей конкретного объекта диаг- ностики.
Для систем диагностирования любого типа характерны следующие ре- жимы работы – непрерывный и периодический. Наиболее объективной оценкой эффективности диагностирования является коэффициент готовно- сти системы.
Рассмотрим методику оценки влияния проверок, проводимых в ходе ди- агностирования на вероятность безотказной работы системы.Для простей- ших потоков отказов при периодическом диагностировании характерно ра-
венство
λ1t1=λ2t2, |
(4.1) |
где λ1 и t1 – интенсивность отказов и длительность рабочего периода сис- темы диагностирования, а λ1 и t1 интенсивность отказов и длительность не- рабочего периода. Таким образом, на единицу времени работы системы ди-
агностирования приходится нерабочий промежуток времени
t2=λ1/λ2. (4.2)
Общее время эксплуатации системы определяется из соотношения:
Т |
|
k |
|
k |
λ |
|
′ , |
(4.3) |
общ |
= åt |
i |
+ å |
2 t |
||||
|
i=1 |
i=1 |
λ |
i |
|
|
||
|
|
|
1 |
|
|
|
где ti’ – время нахождения системы в нерабочем состоянии перед i-м вклю- чением, ti – время работы системы после i-го включения и k – число вклю- чений системы. Данное соотношение позволяет считать систему условно работающей непрерывно в течение времени Тобщ при условии ее эксплуата- ции в промежутках времени ti.
Выражение для вероятности безотказной работы системы из N элемен- тов, в котором учитываются все предыдущие k проверок, имеет вид:
P(t, jT) = |
N{e-T/t |
|
i +[(1-p ) |
|
|
|
Qi |
|
][e- T/t |
|
i − e- T/Qi ]}´ |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
Õ |
|
|
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
ti -Qi |
|
|||||||||||||
|
i=1 |
|
(4.4) |
|||||||||||||
|
N{e-τ/t |
|
|
|
|
|
|
Qi |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
´ |
i +[(1-p ) |
|
|
|
|
][e-τ/t |
i − e-τ/Qi ]}. |
|
||||||||
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
Õ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i ti -Qi |
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
i=1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
Здесь Т – интервал времени, в конце которого выполняются операции диагностирования, ti – среднее время безотказной работы i-го элемента, Qi – средний нерабочий период i-го элемента. Поскольку число циклов диагно- стики k как правило, известно, то при заданной периодичности диагности- рования Т возможен расчет вероятности безотказной работы за время экс- плуатации системы. Можно также определить интервал времени между проверками при заданном их числе или число проверок при заданной веро- ятности безотказной работы.
11
5.ПРОВЕДЕНИЕ ИСПЫТАНИЙ НА НАДЕЖНОСТЬ.
5.1.Задачи испытаний на надежность.
Проведение испытаний на надежность преследует две основные цели. Первой из них является экспериментальная оценка количественных харак- теристик надежности (безотказности, долговечности, сохраняемости и ре- монтопригодности). Вторая, не менее важная цель – выяснение и анализ причин отказов, а также разработка рекомендаций по устранению этих при- чин и повышению надежности. Сущность испытаний сводится к тому, что некоторое число однотипных объектов включается в работу в заданных ус- ловиях эксплуатации. За работающими объектами ведется наблюдение, в процессе которого фиксируется первичная статистика – время работы, мо- менты возникновения отказов, время восстановления после отказа и т.д. По данным первичной статистики вычисляют оценки характеристик надежно- сти.
Проводимые испытания классифицируются в зависимости от стоящих перед ними задач.
Определительные испытания проводятся с целью оценки фактиче- ской надежности испытуемых объектов. В результате определительных ис-
пытаний могут быть получены либо точечные либо интервальные оценки показателей надежности.
Контрольные испытания проводятся с целью оценки соответствия фактического уровня надежности испытуемых объектов заданному. При
проведении контрольных испытаний количественная оценка характеристик надежности не производится, определяется лишь лучше или хуже эти пока- затели заданных значений.
5.2. Определительные испытания на надежность.
Определительные испытания проводятся с целью оценки фактической надежности объектов. При этом оцениваются либо сами показатели надеж- ности, либо параметры распределений случайных величин, от которых за- висит надежность объекта. Выборочный характер испытаний вносит эле- мент случайности в результаты испытаний, поэтому данные первичной ста- тистики позволяют вычислить не истинные значения показателей надежно- сти, а их оценки. Различают точечные и интервальные оценки показателей надежности.
Точечные оценки представляют собой усредненные числовые характе- ристики наблюдаемых в процессе испытаний случайных величин, опреде- ляющих надежность испытуемых объектов. Наиболее важными точечными оценками являются выборочное среднее и выборочная дисперсия.
Выборочное среднее вычисляется по результатам наблюдений, как
12
|
|
n |
|
|
|
|
|
åXi |
|
|
|
|
= |
i=1 |
|
|
|
X |
, |
(5.1) |
|||
n |
|||||
|
|
|
|
где Хi – результат i-го наблюдения из серии n наблюдений и выборочная дисперсия - как
|
n |
|
|
||
|
å(Xi - |
X)2 |
|
|
|
D[X]= |
i=1 |
. |
(5.2) |
||
n-1 |
|||||
|
|
|
План испытаний на надежность представляет собой числовые парамет- ры испытаний и указания по их проведению. Обозначение плана содержит три элемента, первый из которых представляет собой объем выборки n.
Второй элемент определяет необходимость восстановления отказавших объектов – В – восстановление необходимо, Б – без восстановления. Третий элемент определяет продолжительность испытаний. Здесь возможны сле- дующие варианты: Т – испытания должны продолжаться в течение заданно- го времени Т; r – испытания должны быть прекращены после возникнове- ния заданного числа ( r ) отказов; (Т, r) – испытания должны продолжаться в течение заданного времени Т, если в течение этого времени число наблю- даемых отказов меньше заданного или должны закончиться при возникно- вении r отказов, если заданное время Т еще не истекло.
Например, план [n,B,r] означает, что для испытаний необходимо взять n объектов, отказавшие объекты должны заменяться новыми и испытания должны продолжаться до момента возникновения r-го отказа. Точечные оценки интенсивности отказов для шести типовых планов испытаний при- ведены в табл. 5.1. Определение времени проведения испытаний возможно лишь ориентировочное – на основании проектной оценки надежности или путем сравнения с аналогами, для которых надежность известна. В предпо- ложении соблюдения экспоненциального закона надежности средняя про-
должительность испытаний составит
tисп = r/(nλ), |
(5.3) |
где λ - расчетное значение интенсивности отказов объекта. Однако, плани-
рование по средней продолжительности испытаний может привести к большим ошибкам. Большую достоверность обеспечивает планирование по
заданному числу отказов
r-1 |
(nλt |
исп |
)i |
|
P(k ³ r) =1- å |
|
|
exp(-nλtисп). (5.4) |
|
i! |
|
|||
i=0 |
|
|
||
|
|
|
|
13
Принимая эту вероятность достаточно высокой (³0,9) и задаваясь двумя ар- гументами из трех можно определить искомую величину (n, r или tисп).
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 5.1. |
||
План испы- |
Оценка интенсивности |
|
|
Примечания |
||||||||||||||||||
таний |
|
|
отказов l |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
d(T) |
|
|
|
|
d(T) – число отказов за вре- |
||||||||||
[n,B,T] |
|
|
λ = nT |
|
|
|
|
мя Т |
|
|
||||||||||||
[n,B,r] |
|
|
λ = |
r-1 |
|
|
|
|
|
tr – момент возникновения – |
||||||||||||
|
ntr |
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
r-го отказа |
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
d(T) |
, t |
r |
> T |
|
|
|
|
|
|||||||||
[n,B,(r,T)] |
λ = |
|
|
|
|
|
nT |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
|
|
|
r-1 |
,tr |
£T |
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
ntr |
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
SБ(Т) – суммарная наработ- |
||||
|
|
л = |
d(T) |
|
|
|
|
ка в момент Т |
|
|
||||||||||||
[n,Б,T] |
|
|
|
|
|
S |
|
d |
|
+(n-d)T |
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
SБ(Т) |
|
|
|
Б |
(T) = å t |
i |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i=1 |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
SБ(Т) – суммарная наработ- |
||||
|
|
л = |
|
|
r-1 |
|
|
|
|
ка в момент tr |
|
|
||||||||||
[n,Б,r] |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
r |
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
SБ |
|
+(n-r)tr |
|||||||||||
|
|
|
|
|
SБ(tr) |
|
(tr) = å ti |
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i=1 |
|
|
|
|
|
d(T) |
|
,t |
r |
>T |
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
S |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
[n,Б,(r,T)] |
λ= |
Б |
(Т) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
r-1 |
|
|
,tr £T |
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
S |
Б |
(t |
r |
) |
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Точечные оценки характеристик надежности не дают представления о точности и достоверности оцениваемых показателей. Поэтому во многих случаях пользуются интервальными оценками, определяющими границы некоторого интервала (доверительного), в котором находится оцениваемая величина с заданной (доверительной) вероятностью. Доверительный интер- вал характеризует вероятную ошибку при оценке показателя надежности, а
14
доверительная вероятность – достоверность оценки. Вероятность нахожде- ния оцениваемого параметра за границами доверительного интервала явля-
ется дополнительной к доверительной вероятности и считается уровнем значимости. Поскольку определяемые оценки показателей надежности яв- ляются случайными величинами, процедура определения доверительных
интервалов оценок заключается в отыскании функций распределения этих случайных величин и затем, в нахождении интервалов, в которые эти слу- чайные величины попадают с доверительной вероятностью. Наиболее рас- пространенными являются случаи экспоненциального и нормального рас- пределений времени безотказной работы.
Пусть испытывается один восстанавливаемый объект, для которого время безотказной работы распределено по экспоненциальному закону, а время восстановления пренебрежимо мало. В ходе испытаний фиксируется r отказов и момент наступления последнего отказа tr определяет суммарную наработку объекта за время испытаний:
r
tr = åti, (5.5)
i=1
где ti – случайный промежуток времени между i-м и (i-1)- м отказами.
Определим доверительный интервал для среднего времени наработки на отказ Т, который будет ограничен верхним ТВ и нижним ТН значениями
при выполнении соотношения
Р(ТН < Т < ТВ) = Р* = 1 - α, (5.6)
где Р* - доверительная вероятность, а α - уровень значимости.
Для решения этой задачи можно воспользоваться известным в теории надежности фактом, что при экспоненциальном распределении времени безотказной работы величина 2tr /Т имеет χ2 распределение с 2r степенями свободы и плотность распределения этой величины определяется соотно-
шением
2 |
|
|
1 |
2 r−1 |
æ |
|
χ2r2 |
ö |
|
|
|
|
|
|
ç |
|
|
÷ |
|
f(χ2r ) = |
r |
|
(χ2r ) |
- |
|
(5.7) |
|||
G(r) |
expç |
2 |
÷, |
||||||
2 |
|
|
è |
|
ø |
|
где Г(r) – гамма-функция, а χ22r= 2tr/T.
По плотности распределения (рис.5.1) можно определить вероятность нахождения величины χ2 в заданном интервале. Таким образом, для границ интервала χ21 и χ22 будем иметь:
|
2tr |
|
|
χ |
2 |
|
P(χ12 < |
< χ |
22) = |
ò2 f(χ2r2 )dч2r2 = P*=1-α . (5.8) |
|||
|
||||||
|
T |
|
χ |
2 |
||
|
|
|
|
1 |
15
Рис.5.1. Кривая плотности χ2 – распределения.
Известно, что величина доверительного интервала будет наименьшей, если заштрихованные на рис.5.1.области будут равными по площади. Сле- довательно, для определения границ доверительного интервала необходимо воспользоваться квантилями χ2 – распределения для вероятностей α/2 и 1-α/2. Тогда верхнюю и нижнюю границы доверительного интервала можно вычислить из соотношений:
TH = |
χα2 |
2tr |
, |
(5.9) |
/ 2(2r) |
TB = |
2t r |
. |
(5.10) |
|
χ12−α / 2 (2r) |
||||
|
|
|
Значения квантилей χ2 – распределения находят по таблице распреде- ления (табл. 5.2) для 2r степеней свободы. Если испытания продолжаются после r-го отказа, (но не до наступления r+1-го отказа) то число степеней свободы при определении ТН и ТВ увеличивается до 2r+2.
Если же в процессе испытаний отказы не наблюдались, то определяется только нижняя граница среднего времени наработки на отказ:
T |
= |
2t0 |
, |
(5.11) |
|
||||
H |
|
χα2 (r) |
|
где t0 – суммарная продолжительность испытаний, а значения квантилей χ2распределения находят для r степеней свободы при уровне значимости α.
16
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 5.2. |
|
||
|
|
|
χ2 – |
распределение. |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
|
|
|
α |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0,99 |
0,98 |
0,95 |
|
0,90 |
0,80 |
0,70 |
|
0,50 |
|
0,30 |
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
0,00016 |
0,0006 |
0,0039 |
|
0,016 |
0,064 |
0,148 |
|
0,455 |
|
1,07 |
2 |
0,020 |
0,040 |
0,103 |
|
0,211 |
0,446 |
0,713 |
|
1,386 |
|
2,41 |
3 |
0,115 |
0,185 |
0,352 |
|
0,584 |
1,005 |
1,424 |
|
2,366 |
|
3,67 |
4 |
0,30 |
0,43 |
0,71 |
|
1,06 |
1,65 |
2,19 |
|
3,36 |
|
4,9 |
5 |
0,55 |
0,75 |
1,14 |
|
1,61 |
2,34 |
3,00 |
|
4,35 |
|
6,1 |
6 |
0,87 |
1,13 |
1,63 |
|
2,2 |
3,07 |
3,83 |
|
5,35 |
|
7,2 |
7 |
1,24 |
1,56 |
2,17 |
|
2,83 |
3,82 |
4,67 |
|
6,35 |
|
8,4 |
8 |
1,65 |
2,03 |
2,73 |
|
3,49 |
4,59 |
5,53 |
|
7,34 |
|
9,5 |
9 |
2,09 |
2,53 |
3,32 |
|
4,17 |
5,38 |
6,39 |
|
8,34 |
|
10,7 |
10 |
2,56 |
3,06 |
3,94 |
|
4,86 |
6,18 |
7,27 |
|
9,34 |
|
11,8 |
11 |
3,1 |
3,6 |
4,6 |
|
5,6 |
7,0 |
8,1 |
|
10,3 |
|
12,9 |
12 |
3,6 |
4,2 |
5,2 |
|
6,3 |
7,8 |
9,0 |
|
11,3 |
|
14,0 |
13 |
4,1 |
4,8 |
5,9 |
|
7,0 |
8,6 |
9,9 |
|
12,3 |
|
15,1 |
14 |
4,7 |
5,4 |
6,6 |
|
7,8 |
9,5 |
10,8 |
|
13,3 |
|
16,2 |
15 |
5,2 |
6,0 |
7,3 |
|
8,5 |
10,3 |
11,7 |
|
14,3 |
|
17,3 |
16 |
5,8 |
6,6 |
8,0 |
|
9,3 |
11,2 |
12,6 |
|
15,3 |
|
18,4 |
17 |
6,4 |
7,3 |
8,7 |
|
10,1 |
12,0 |
13,5 |
|
16,3 |
|
19,5 |
18 |
7,0 |
7,9 |
9,4 |
|
10,9 |
12,9 |
14,4 |
|
17,3 |
|
20,6 |
19 |
7,6 |
8,6 |
10,1 |
|
11,7 |
13,7 |
15,4 |
|
18,3 |
|
21,7 |
20 |
8,3 |
9,2 |
10,9 |
|
12,4 |
14,6 |
16,3 |
|
19,3 |
|
22,8 |
21 |
8,9 |
9,9 |
11,6 |
|
13,2 |
15,4 |
17,2 |
|
20,3 |
|
23,9 |
22 |
9,5 |
10,6 |
12,3 |
|
14,0 |
16,3 |
18,1 |
|
21,3 |
|
24,9 |
23 |
10,2 |
11,3 |
13,1 |
|
14,8 |
17,2 |
19,0 |
|
22,3 |
|
26,0 |
24 |
10,9 |
12,0 |
13,8 |
|
15,7 |
18,1 |
19,9 |
|
23,3 |
|
27,1 |
25 |
11,5 |
12,7 |
14,6 |
|
16,5 |
18,9 |
20,9 |
|
24,3 |
|
28,2 |
26 |
12,2 |
13,4 |
15,4 |
|
17,3 |
19,8 |
21,8 |
|
25,3 |
|
29,2 |
27 |
12,9 |
14,1 |
16,2 |
|
18,1 |
20,7 |
22,7 |
|
26,3 |
|
30,3 |
28 |
13,6 |
14,8 |
16,9 |
|
18,9 |
21,6 |
23,6 |
|
27,3 |
|
31,4 |
29 |
14,3 |
15,6 |
17,7 |
|
19,8 |
22,5 |
24,6 |
|
28,3 |
|
32,5 |
30 |
15,0 |
16,3 |
18,5 |
|
20,6 |
23,4 |
25,5 |
|
29,3 |
|
33,5 |
17
Продолжение таблицы 5.2.
m |
|
|
|
|
α |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0,20 |
0,10 |
0,05 |
0,02 |
|
0,01 |
0,005 |
0,002 |
0,001 |
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
1,64 |
2,7 |
3,8 |
5,4 |
|
6,6 |
7,9 |
9,5 |
10,8 |
2 |
3,22 |
4,6 |
6,0 |
7,8 |
|
9,2 |
10,6 |
12,4 |
13,8 |
3 |
4,64 |
6,3 |
7,8 |
9,8 |
|
11,3 |
12,8 |
14,8 |
16,3 |
4 |
6,0 |
7,8 |
9,5 |
11,7 |
|
13,3 |
14,9 |
16,9 |
18,5 |
5 |
7,3 |
9,2 |
11,1 |
13,4 |
|
15,1 |
16,8 |
18,9 |
20,5 |
6 |
8,6 |
10,6 |
12,6 |
15,0 |
|
16,8 |
18,5 |
20,7 |
22,5 |
7 |
9,8 |
12,0 |
14,1 |
16,6 |
|
18,5 |
20,3 |
22,6 |
24,3 |
8 |
11,0 |
13,4 |
15,5 |
18,2 |
|
20,1 |
22,0 |
24,3 |
26,1 |
9 |
12,2 |
14,7 |
16,9 |
19,7 |
|
21,7 |
23,6 |
26,1 |
27,9 |
10 |
13,4 |
16,0 |
18,3 |
21,1 |
|
23,2 |
25,2 |
27,7 |
29,6 |
11 |
14,6 |
17,3 |
19,7 |
22,6 |
|
24,7 |
26,8 |
29,4 |
31,3 |
12 |
15,8 |
18,5 |
21,0 |
24,1 |
|
26,2 |
28,3 |
30,9 |
32,,9 |
13 |
17,0 |
19,8 |
22,4 |
25,5 |
|
27,7 |
29,8 |
32,5 |
34,5 |
14 |
18,2 |
21,1 |
23,7 |
26,9 |
|
29,1 |
31,3 |
34,0 |
36,1 |
15 |
19,3 |
22,3 |
25,0 |
28,3 |
|
30,6 |
32,8 |
35,6 |
37,7 |
16 |
20,5 |
23,5 |
26,3 |
29,6 |
|
32,0 |
34,3 |
37,1 |
39,3 |
17 |
21,6 |
24,8 |
27,6 |
31,0 |
|
33,4 |
35,7 |
38,,6 |
40,8 |
18 |
22,8 |
26,0 |
28,9 |
32,3 |
|
34,8 |
37,2 |
40,1 |
42,,3 |
19 |
23,9 |
27,2 |
30,1 |
33,7 |
|
36,2 |
38,6 |
41,6 |
43,8 |
20 |
25,0 |
28,4 |
31,4 |
35,0 |
|
37,6 |
40,0 |
43,0 |
45,3 |
21 |
26,2 |
29,6 |
32,7 |
36,3 |
|
38,9 |
41,4 |
44,5 |
46,8 |
22 |
27,3 |
30,8 |
33,9 |
37,7 |
|
40,3 |
42,8 |
45,9 |
48,3 |
23 |
28,4 |
32,0 |
35,2 |
39.0 |
|
41,6 |
44,2 |
47,3 |
49,7 |
24 |
29,6 |
33,2 |
36,4 |
40,3 |
|
43,0 |
45,6 |
48,7 |
51,2 |
25 |
30,7 |
34,4 |
37,7 |
41,6 |
|
44,3 |
46,9 |
50,1 |
65,6 |
26 |
31,8 |
35,6 |
38,9 |
42,9 |
|
45,6 |
48,3 |
51,6 |
54,1 |
27 |
32,9 |
36,7 |
40,1 |
44,1 |
|
47,0 |
49,6 |
52,9 |
55,5 |
28 |
34,0 |
37,9 |
41,3 |
45,4 |
|
48,3 |
51,0 |
54,4 |
56,9 |
29 |
35,1 |
39,1 |
42,6 |
46,7 |
|
49,6 |
52,3 |
55,7 |
58,3 |
30 |
36,3 |
40,3 |
43,8 |
48,0 |
|
50,9 |
53,7 |
57,1 |
59,7 |
При испытании объектов, время безотказной работы которых распределено по нормальному закону, границы доверительного интервала среднего вре- мени наработки на отказ определяются следующим образом.
18
Пусть испытания на надежность n однотипных объектов длятся до от- каза всех объектов (n=r). По данным первичной статистики могут быть вы- числены оценки среднего времени наработки на отказ Т и среднеквадратич- ного отклонения этой величины:
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
å ti |
|
|
|
|
|
|
T = |
i=1 |
, |
|
|
(5.12) |
||
|
|
n |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
å(ti -T)2 |
|
|
|
|
σ |
t |
= |
|
i=1 |
|
, |
(5.13) |
||
|
|
||||||||
|
|
|
|
n-1 |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
где ti – наработка на отказ i-го объекта.
Поскольку время безотказной работы распределено по нормальному закону, то и сама оценка средней наработки на отказ распределена по нор- мальному закону с параметрами:
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
å ti |
|
|
|||
|
m |
T |
= T = |
i=1 |
, |
(5.14) |
||||||||
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|
σ |
|
|
|
|
|
å(ti -T)2 |
|
|
||
σ |
T |
= |
t |
|
= |
|
|
i=1 |
(5.15) |
|||||
|
|
|
n(n-1) |
|||||||||||
|
|
|
|
|
n |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Нормированная и центрированная кривая плотности распределения оценки Т представлена на рис.5.2.
Рис.5.2. Кривая плотности нормального распределения оценки.
19
Деления на оси абсцисс соответствуют числу среднеквадратичных от- клонений σТ, укладывающихся в промежуток от нуля до данного деления. Квантиль Кα/2 определяет границы промежутка [- Кα/2, Кα/2] в пределы кото- рого попадает центрированная и нормированная случайная величина с ве- роятностью (1 − α). Заштрихованные на рис. 5.2 области соответствуют ве- роятностям α/2, с которыми оценка Т будет расположена левее или правее указанного интервала. Переход от центрированной и нормированной слу- чайной величины к оценке среднего времени наработки на отказ произво- дится в соответствии с соотношением:
T = mT ± Kα σT . |
(5.16) |
2
Таким образом, нижняя и верхняя границы доверительного интервала оцен-
ки среднего времени наработки на отказ при нормальном распределении времени безотказной работы определяются, как:
T |
= T- K |
|
|
|
σ |
t |
|
; |
(5.17) |
||||
α |
|
|
|
|
|
||||||||
H |
|
|
|
n |
|
||||||||
|
|
2 |
|
|
σ |
|
|
|
|
|
|
||
T = T + K |
α |
|
t |
|
. |
(5.18) |
|||||||
|
|
|
|
||||||||||
B |
|
|
|
|
|
n |
|
||||||
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Значения квантилей Кα/2 для наиболее часто используемых значений доверительной вероятности приведены в табл.5.3.
|
|
|
|
|
Таблица 5.3. |
|
|||
Доверительная веро- |
0,8 |
0,85 |
0,9 |
0,92 |
0,95 |
0,99 |
0,995 |
0,999 |
|
ятность 1-α |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Кα/2 |
1,28 |
1,44 |
1,64 |
1,75 |
1,96 |
2,58 |
2,81 |
3,29 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Планирование определительных испытаний при нормальном распреде- лении времени безотказной работы производится, исходя из требуемой точ- ности оценки среднего времени наработки на отказ:
ε = ±K |
α |
σ t |
|
, |
(5.19) |
|
|
|
|||||
|
n |
|||||
|
|
|
|
|
||
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ожидаемого значения среднеквадратичного отклонения σt и доверительной вероятности. По этим данным рассчитывают число объектов, подлежащих испытаниям.
20