- •Бытовой
- •Оглавление
- •Часть I. Основные понятия теории вероятностей
- •Часть II. Основы технической эксплуатации рэа 28
- •Часть III. Основы организации технического
- •Часть IV. Примеры и задачи 72
- •Часть V. Индивидуальные задания 105
- •Введение
- •Основные Условные обозначения
- •Основные понятия
- •Операции над событиями
- •Классическая формула вероятности
- •Статистическая и геометрическая вероятности
- •Теоремы сложения и умножения вероятностей
- •Формула полной вероятности. Формула Байеса
- •Случайные величины
- •Числовые характеристики случайной величины
- •Начальные и центральные моменты
- •Функции системы случайных величин
- •Глава 2. Математическая статистика Выборочные характеристики и точечные оценки
- •Интервальная оценка числовой характеристики случайной величины
- •Этапы эксплуатации
- •Задачи эксплуатации
- •Эксплуатационные свойства рэа
- •События при эксплуатации
- •Параметры, численно характеризующие эксплуатационные свойства
- •Глава 2. Теория надежности Основные показатели надежности
- •Расчет надежности при постепенных отказах
- •Законы распределения вероятности появления отказов
- •Глава 3. Оценка и контроль надежности по экспериментальным данным
- •Планирование эксперимента
- •Оценка показателей надежности
- •Статистический контроль надежности
- •Глава 4. Комплектация рэа зиПом Общие сведения
- •Введение в теорию массового обслуживания
- •Расчет объема зиПа
- •Основы организации
- •Основные задачи и правила фирменного бытового обслуживания
- •Техническое обслуживание
- •Организация контроля качества сервисного обслуживания
- •Глава 2. Эффективность
- •И экономичность сервисного
- •Обслуживания
- •Эффективность
- •Экономичность
- •Примеры и задачи Глава 1. События и вероятности их появления
- •Глава 2. Расчет основных показателей надежности
- •2.1. Надежность при постоянных отказах
- •2.2. Надежность при изменении интенсивности во времени
- •2.3. Надежность ремонтируемой аппаратуры с простейшим потоком
- •2.4. Поток с ограниченным последействием
- •Глава 3. Оценка показателей
- •3.2. Интервальные оценки по экспериментальным данным
- •Глава 4. Расчет надежности при постепенных отказах
- •Глава 5. Статистический контроль надежности
- •Глава 6. Расчет зиПа
- •Глава 7. Стоимость эксплуатации
- •Индивидуальные задания Постановка задачи
- •Варианты принципиальных схем
- •Расчетные соотношения
- •Список ЛитературЫ
- •Приложения Основные законы распределения случайной величины
- •Интенсивности отказов некоторых изделий
- •Поиск параметров контроля надежности
- •Значения коэффициента Стьюдента t(, k)
- •Значения коэффициента p(, k) для нахождения границ доверительного интервала оценки дисперсии
- •Квантили 2 распределения Пирсона
- •Предметный указатель
- •Игорь Михайлович Козлов
- •Эксплуатация и сервис бытовой
- •Радиоэлектронной аппаратуры
- •Учебное пособие
- •6 30092, Г. Новосибирск, пр. К. Маркса, 20
Глава 3. Оценка показателей
надежности
по экспериментальным данным
3.1. Точечные оценки показателей надежности
по экспериментальным данным
Расчетные соотношения
, ,
где n – число отказов на интервале t = ( tк – t0 ).
, , ,
где ki – число отказов за ti. = 1, если.
,
где Ri = N – ni–1 – число исправных элементов на начало интервала.
– справедливо только при .
В пределах одного и того же интервала времени оценка интенсивности отказов есть поток отказов на единицу изделия .
Задача № 3.1.1
На последнем 200-часовом интервале времени испытаний по плану «Б» был зафиксирован один отказ из пяти изделий. Определить, сколько изделий было поставлено на испытания, если за 10 интервалов среднее значение интенсивности практически не изменялось. Найти вероятность безотказной работы для момента времени Tср.
Решение
Найдем интенсивность отказов по данным за последний интервал времени:
[1/ч].
Выведем формулу вычисления отказов в предыдущих интервалах времени. Число годных изделий на начало i-го интервала есть сумма числа годных к последующему интервалу с количеством отказавших в текущем:
.
Подставим в формулу вычисления и выразим из нее ki:
,
,
.
Таким образом, итерационный процесс предполагает вычисление сперва ki, затем Ri для i от n – 1 до 1.
Чтобы вычислить вероятность безотказной работы по формуле
,
за N можно будет взять найденное R1, и нужно найти число отказов с начала испытания:
.
Результаты расчетов:
i |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
k |
7,451 |
5,96 |
4,768 |
3,815 |
3,052 |
2,441 |
1,953 |
1,563 |
1,25 |
1 |
R |
37,253 |
29,802 |
23,842 |
19,073 |
15,259 |
12,207 |
9,766 |
7,813 |
6,25 |
5 |
n |
7,451 |
13,411 |
18,179 |
21,994 |
25,046 |
27,487 |
29,44 |
31,003 |
32,253 |
33,253 |
p |
0,8 |
0,64 |
0,512 |
0,41 |
0,328 |
0,262 |
0,21 |
0,168 |
0,134 |
0,107 |
ti |
200 |
400 |
600 |
800 |
1000 |
1200 |
1400 |
1600 |
1800 |
2000 |
Вычисление Tср по формуле
914,1 [ч], при p0 = 1 – 0/N = 1,0
дает результат с большой погрешностью, поскольку имеющиеся 10 ин-тервалов времени не перекрывают весь диапазон от 0 до (не все изделия отказали). Но поскольку интенсивность отказов постоянна, то
Tср = 1/ = 1 / 0,001 = 1000 ч.
Ответ: N 37, p(1000) 33 %.
3.2. Интервальные оценки по экспериментальным данным
Расчетные соотношения
Границы доверительных интервалов оценок параметра экспоненциального распределения, матожидания и дисперсии нормального распределения определяются исходя из объема выборки и заданной доверительной вероятности (надежность оценки):
, ,
, ,
, ,
, ,
где – квантиль распределения Пирсона;t и p – коэффициенты Стьюдента и Пирсона, определяемые таблично; – точечная оценка матожидания;– точечная оценка дисперсии;– среднее значение интенсивности.
Задача № 3.2.1
На входном контроле проводились замеры сопротивлений номиналом 1 кОм с теоретическим СКО 50 Ом. Было сделано две выборки по 7 сопротивлений. Оценить с вероятностью 90 % матожидание и СКО значения сопротивления по каждой из выборок.
I выборка, Ом |
1027 |
998 |
1018 |
1036 |
1025 |
1022 |
1053 |
II выборка, Ом |
900 |
983 |
945 |
1077 |
1058 |
962 |
938 |
Решение
По формуле находимm1 = 1025,57 Ом, m2 = 980,4 Ом.
По формуле находим1 = 282,3 Ом2, 2 = 4202,3 Ом2.
Находим по таблицам П3, П4 для = 0,9 и степени свободы 6 значения t = 1,943 и p = 0,623.
Точность определения матожидания :
m1 = 12,34 Ом, m2 = 47,6 Ом.
Точность определения СКО :
1 = 10,47 Ом, 2 = 40,4 Ом.
Вычисляем границы доверительных интервалов:
mн1 = 1025,57 – 12,34 = 1013,23 Ом,
mв1 = 1025,57 + 12,34 = 1037,91 Ом,
mн2 = 980,4 – 47,6 = 932,8 Ом,
mв2 = 980,4 + 47,6 = 1028,0 Ом,
= 6,33 Ом,
= 27,27 Ом,
= 24,4 Ом,
= 105,2 Ом.
В ы в о д ы: 1 кОм < mн1 < mв1; н1 < в1 < 50 Ом; mн2 < 1кОм < mв2; н2 < 50 Ом < в2: первая выборка из тех 10 %, когда интервалы не накрывают генеральное значение.
Задача № 3.2.2
На испытания по плану [30, Б, 10] были зафиксированы отказы при наработке 623, 715, 752, 1031, 2147, 2638, 3382, 4216, 4420 и 5076 часов. Оценить интенсивность отказов партии с доверительной вероятностью 95 %.
Решение
По плану на испытание поставлено 30 изделий без замены до k = 10 отказов. Суммарная наработка складывается из зафиксированной наработки отказавших изделий i и наработки остальных 30 – 10 = 20 изделий, равной продолжительности испытания
t = 507620 + = 101 520 + 25000 = 126 520 ч.
Выборочная (точечная) оценка интенсивности
= 79,0410–6 1/ч.
Степень свободы для квантилей Хи-квадрат = 2k = 20
== 42,910–6 1/ч,
== 124,110–6 1/ч.
Ответ. С вероятностью 95 %, партии в пределах от 42,910–6 до 124,110–6 1/ч.