Добавил:
Upload Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:
Курс лекций ФМОН ТО (Габбасова).doc
Скачиваний:
1
Добавлен:
01.05.2025
Размер:
5.07 Mб
Скачать

Определение показателей надежности по эмпирическим данным

1 В случае малой выборки вероятность отказа в i-й по порядку момент появления отказа ti оценивается как:

,

где n – объем выборки.

Оценка вероятности безотказной работы определяется:

P(ti)=1 - F(ti) = .

Интенсивность отказов определяется как:

где t – наработка до отказа.

2 В случае большой выборки

В этом случае отказы группируются по интервалам. Оценка вероятности безотказной работы вычисляется по формуле:

,

где n(t) - число объектов, безотказно работающих в момент t; N – выборка.

Первое значение t, т.е. t0, принимается равным нулю.

Пример. Оцените вероятность безотказной семисотчасовой работы насоса, если число отказов 100 насосов такого же типа, проработавших столько же часов, равно 40:

Р(700)=60/100=3/5=0,6.

Интенсивность отказов вычисляется:

где n(t) - число элементов, безотказно работающих в момент t; Δt – ширина интервала.

Выбор закона распределения

Гипотеза распределения принимается по следующей методике:

1 Определяем вид выборки

N < 20 - малая выборка

N > 20 - большая выборка

2 Строится вариационный ряд наработки:

t1 < t2 < t3 < t4 < … <tn.

2 Общее время наработки до отказа ti разбивается на К интервалов только для большой выборки:

;

К – число интервалов на практике К=4-12; Δt – ширина интервала; tmax, tmin - максимальное и минимальное значение показателя

3 Для каждого значения Определяются показатели надежности Pi(t), F(t), i(t). Результаты сводятся в таблицу

3 Для каждого интервала определяются эмпирические характеристики: ni – число отказов в каждом интервале; Р0 – опытная вероятность; i(t) - оценка интенсивности отказов; Pi(t) оценка вероятности безотказной работы в интервале. Результаты сводятся в таблицу

4 Строятся гистограммы Pi(t), F(t), i(t). По виду гистограмм высказывается гипотеза о законе распределения:

4 Строятся гистограммы Pi(t), i(t). По виду гистограмм высказывается гипотеза о законе распределения:

- если (t) = const, то принимается гипотеза об экспоненциальном законе;

- (t) имеет минимум в середине интервала, то принимается нормальный закон распределения;

- если (t) убывает или возрастает с увеличением t, то имеет место закон Вейбула-Гнеденко

5 Оценка параметров предполагаемого закона распределения

- среднее арифметическое значение случайной величины;

- коэффициент вариации;

- среднее квадратическое отклонение

- среднее арифметическое значение случайной величины; Ро – опытная вероятность i-го интервала;

- коэффициент вариации;

- среднее квадратическое отклонение

6 Проверка гипотезы о предполагаемом законе распределения:

по критерию Колмогорова

по критерию Пирсона

Dmax=F*(t) - F(t),

где F*(t) – статистическая функция; F(t) – теоретическая функция;

- условная интенсивность.

Если Р()  0,5, то гипотеза не противоречит опытным данным.

Если , то гипотеза подтверждается.

χ2

- табличное значение (выбирается по Р и r); r = K – S + 1 – число степеней свободы; K – число интервалов; S – число обязательных связей: S =2 для нормального закона; S =1 для экспоненциального закона; S = 3 для закона Вейбула; ni – частота в i-ом интервале.