fd02aed
.pdft |
|
t |
|
|
t |
|
|
|
|
|
|
|
|
t2 |
|
|
|
|
|
|
Р(t)=1− ∫ f (t)dt =1− ∫ |
|
|
|
|
|
exp |
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
|||||
σ |
2 |
|
− |
2σ |
2 |
dt |
||||||||||||||
0 |
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
t 2 |
2σ2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t2 |
|
|
|
|
|
|
|
∫exp (– x)dx = exp |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
=1− |
|
− |
|
|
|
|
|
; |
|
|||||||||||
|
2σ |
2 |
|
|||||||||||||||||
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
λ (t)= |
f (t) |
= |
|
t |
; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
P (t) |
|
|
σ2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
∞ |
∞ |
|
|
|
|
|
t2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
π |
|
||
T1 = ∫ P (t)dt = ∫ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
exp |
|
− |
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
. |
||||
|
2 σ |
dt = σ |
2 |
|||||||||||||||||
0 |
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
При вычислении использован табличный интеграл
∞∫exp(− a2 x2 )dx = |
π |
, при а > 0. |
0 |
2a |
|
|
|
(2.59)
(2.60)
(2.61)
Зависимости основных количественных характеристик надежности для распределения Релея приведены на рис. 2.13. Из формулы для интенсивности отказов видно, что эта интенсивность растет линейно с течением времени. Поэтому распределение Релея применимо для описания характеристик надежности объектов с явно выраженным эффектом старения, например электровакуумных приборов.
λ (t) |
λ (t) |
|
|
P(t) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
1,0 |
|
|
|
f (t) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
f (t) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
t |
0 |
t |
|||
Рис. 2.13. Зависимости λ (t), |
f (t), |
P (t) для распределения Релея |
141
Пример 2.15. Время работы изделия до отказа (например, некоторых электровакуумных приборов) подчиняется закону распределения Релея. Требуется вычислить количественные характеристики надежности изделия P(t), a(t), λ(t), Т1* для t = 500, 1000, 2000 ч, если параметр распределения σ =1000 ч.
Решение.
1. По формуле (2.59) определяем вероятность безотказной работы для t = 500 ч:
P(500) = exp(–5002/(2·10002) = 0,88.
По формуле (2.58) определим частоту отказа:
a(500) = 500/10002exp(–5002/(2·10002) = 0,44·10–3 ч–1.
По формуле (2.60) определим интенсивность отказа:
λ(500) = 500/10002 = 0,5·10–3 ч–1.
По формуле (2.61) определим среднее время до отказа:
Т1 = 1000 · π2 = 1253 ч.
2. Аналогично определим параметры надежности для t = 1000 ч:
P(1000) = exp(–10002/(2·10002) = 0,606;
a(1000) = 1000/10002exp(–10002/(2·10002) = 0,606·10–3 ч–1; λ(1000) = 1000/10002 = 10–3 ч–1.
3. t = 2000 ч:
P(2000) = exp(–20002/(2·10002) = 0,1353; a(2000) = 2000/10002exp(–20002/(2·10002) = 0,27·10–3 ч–1.
λ(2000) = 2000/10002 = 2·10–3 ч–1.
Из примера видно, что данные электровакуумные приборы имеют низкую надежность и практически могут работать в течение времени t < 500 ч.
142
Гамма-распределение используется при оценке надежности объектов в начальный период эксплуатации, при исследовании надежности электромеханических объектов, высоконадежной электронной аппаратуры с интенсивностью отказов, уменьшающейся во времени. Оно описывает также распределение времени отказов объектов, резервированных способом замещения, если наработка на отказ основного и резервного объектов следует экспоненциальному закону.
Плотность гамма-распределения задается выражением
f (t)= |
λ20 |
|
tk –1exp (– λ0t), |
(2.62) |
|
Г(k ) |
|||||
|
|
|
|||
где Г(k) = (k–1)! − гамма-функция, определяемая по формуле |
|||||
|
|
|
∞ |
|
|
Г(k )= ∫uk −1e−udu . |
|
||||
|
|
|
0 |
|
|
В теории надежности |
гамма-распределение |
используется |
при целом k. При k > 1 гамма-распределение является распределением суммы k независимых случайных величин, каждая из которых имеет экспоненциальное распределение с параметром λ0 =1T1 .
Для такого распределения
|
|
|
|
(λ0 t)k−1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
f (t) = λ0 |
|
|
|
exp (−λ0 t), |
(2.63) |
|||||||||||
|
(k −1)! |
|||||||||||||||
t |
|
|
|
|
|
λk0 |
t |
|
|
|
|
|
|
|||
Р(t)=1− ∫ f (t)dt =1− |
∫tk −1e– λ0t dt = |
|
||||||||||||||
(k −1)! |
|
|||||||||||||||
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k−1 |
|
|
i |
|
|
|
|
|||
= exp (− λ0 t)∑ |
(λ0t) |
|
|
, |
|
|
(2.64) |
|||||||||
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
i=0 |
i ! |
|
|
|
|
|
|
|||
λ (t)= |
f (t) |
= |
|
λ0 (λ0 t)k −1 |
|
|
, |
(2.65) |
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
P (t) |
|
|
k −1 |
(λ0 t) |
i |
|||||||||||
|
|
|
(k −1)!∑ |
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
i =0 |
|
i ! |
|
|
|
|
143
∞ |
k |
|
|
|
T1 = ∫ P(t)dt = |
. |
(2.66) |
||
|
||||
0 |
λ0 |
|
||
Дисперсия времени безотказной работы |
Д =1 λ20 . Математи- |
ческое ожидание числа отказов n на интервале времени, равном t,
составит n = λ0t.
Параметр формы k характеризует асимметрию и эксцесс гаммараспределения. В зависимости от его величины существенно изменяется вид основных количественных характеристик надежности. Зависимости f (t), λ(t) и P(t) приведены на рис. 2.14, из которого видно, что при k = 1 гамма-распределение превращается в экспоненциальное распределение. При k >1 интенсивность отказов возрастает, а при k < 1 – убывает.
f (t) |
|
|
k < 1 |
λ(t) |
|
|
k >1 |
||
|
|
|
|||||||
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
k = 1 |
|
|
|
k = 1 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k >1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k < 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
t |
|
0 |
|
|
t |
||||||
|
|
|
Р(t) |
|
|
k > 1 |
|
||
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
k = 1 |
|
||
|
|
|
|
|
|
k < 1 |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
t |
Рис. 2.14. Зависимости λ (t), f (t), P (t) для гамма-распределения
144
Пример 2.16. Наработка некоторого элемента до отказа имеет гамма-распределение с параметрами k = 3 и λ0 = 0,05. Определите вероятность безотказной работы элемента и интенсивность отказов при наработке, равной 24 ч.
Решение. Используя формулу (2.64), определяем
2 |
(0,05 24) |
k |
exp (−0,05 |
24) |
|
|
P(24)= ∑ |
|
= 0,88 . |
||||
|
|
k ! |
|
|
||
k =0 |
|
|
|
|
|
С помощью формулы (2.63) вычисляем
f |
(24)= |
(0,05)3 242 exp (−0,05 24) |
= 0,011. |
||
Г(3) |
|
||||
|
|
|
По формулам (2.65), (2.66) получаем
λ (24)= |
f (24) |
= |
0,011 |
= 0,0125 отказа/ч, |
||||
P (24) |
|
0,88 |
|
|||||
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
T = |
3 |
|
= 60 ч. |
||
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
1 |
0,05 |
|
|||
|
|
|
|
|
При исследовании характеристик надежности полупроводниковых приборов, при ускоренных испытаниях объектов в форсированных режимах, при анализе надежности объектов в период приработки используется распределение Вейбулла. Модель надежности Вейбулла, называемая также моделью Вейбулла–Гнеденко, была предложена шведским ученым В. Вейбуллом в качестве модели прочности материалов, а затем обоснована математически советским ученым Б. В. Гнеденко. Плотность распределения наработки до отказа в этом случае определяется выражением
f (t)= a(t) = λ0 k t k −1 exp (− λ0 tk ). |
(2.67) |
145
Параметр λ0 задает масштаб кривой по оси абсцисс, а пара-
метр k – асимметрию и эксцесс распределения. Ориентировочно значение k = 0,2…0,4 для электронных устройств с убывающей функцией интенсивности отказов и k =1,2…1,4 для механических устройств с возрастающей функцией интенсивности отказов.
Для распределения Вейбулла основные количественные характеристики надежности выражаются следующими формулами:
t |
t |
P (t)=1− ∫ f (t)dt =1− ∫ λ0 k tk −1e−λ0t k dt =1+ e– λ0t k |
|
0 |
0 |
|
λ (t)= |
f (t) |
= λ0 k tk –1 |
|
|
P (t) |
|
||
|
|
|
||
t |
t |
|
|
|
T1 = ∫ P (t)d t = ∫exp (−λ0 tk )d t = |
||||
0 |
0 |
|
|
|
;
Γ1 +1k
1
λk0
t0 = e– λ0t k ; (2.68)
(2.69)
,(2.70)
где Г− гамма-функция.
Дисперсия времени безотказной работы
|
2 |
|
2 |
1 |
|
|
||
|
Г |
|
+1 – Г |
|
|
|
+1 |
|
|
|
|
|
|
||||
Д = |
k |
|
|
k |
|
. |
||
|
|
2 |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
λk0
Зависимости основных количественных характеристик надежности от времени приведены на рис. 2.15. Из рисунка видно, что при k = 1 распределение Вейбулла превращается в экспоненциальное распределение. При k > 1 интенсивность отказов начинается с нуля и с течением времени возрастает. При k < 1 интенсивность отказов начинается с +∞ и в области больших t стремится к нулю. При соответствующем подборе параметра k можно с помощью закона Вейбулла описывать надежность и стареющих элементов,
146
у которых λ0(t) возрастает, и надежность элементов, имеющих скрытые дефекты, у которых λ0(t) убывает с течением времени. Закон Вейбулла очень удобен для вычислений, но связан с эмпирическим подбором параметров λ0 и k для имеющейся зависимости λ0(t).
f(t) |
|
k<1 |
λ(t) |
|
|
|
k>1 |
||||
|
|
||||||||||
|
|
k=1 |
|
|
|
|
k=1 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
k>1 |
|
|
|
|
k<1 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t |
0 |
|
|
|
t |
0 |
|
|
||||
|
|
Р(t) |
|
|
k>1 |
|
|
||||
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
k=1 |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
k<1 |
|
|
|||
|
|
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
|
Рис. 2.15. Зависимости λ (t), |
f (t), P (t) для распределения Вейбулла |
Пример 2.17. Наработка некоторого элемента до отказа имеет распределение Вейбулла с параметрами k = 4, в интервале времен от 1000 до 2000 ч. Найти вероятность безотказной работы элемента и интенсивность отказов при наработке, равной 1500 ч.
Решение. Подставляя заданные значения в формулу (2.68), получаем
|
1500 −1000 |
4 |
|
|
||
P(1500) = exp − |
|
|
|
= exp(− 0,0625) = 0,939 . |
||
2000 −1000 |
||||||
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
147
С помощью формулы (2.69) |
находим |
искомую интенсив- |
|||
ность отказов: |
|
|
|
|
|
λ(1500) = |
4(1500 −1000)4−1 |
= |
4 5003 |
= 0,0005 отказа/ч. |
|
(2000 −1000)4 |
10004 |
|
|||
|
|
|
|
Пример 2.18. Время безотказной работы устройства подчиняется закону Вейбулла с параметрами k = 1,5 λ0 = 10–4 ч–1, время работы t = 100 ч. Требуется вычислить количественные характеристики надежности устройства.
Решение. Определим вероятность безотказной работы по фор-
муле (2.68)
Р(100) = exp(–10–4·1001,5) = 0,9.
Частота отказов определяется по формуле (2.67):
а(100) = 10–4·1,5·1000,5·0,9 = 1,35·10–3 ч–1.
Интенсивность отказов определяем по формуле
λ(100)= |
a(100) |
|
= |
1,35 10−3 |
=1,5 10−3 |
ч–1. |
||
|
|
|
||||||
P(100) |
0,9 |
|||||||
|
|
|
|
Вычислим среднюю наработку до первого отказа по формуле (2.70). Вычислим вначале значение гамма-функции. В нашем случае х = (1/k)+1 = (1/1,5)+1 = 1,67, тогда Г(х) = 0,9033. Подставляя значение Г(х) и параметры распределения λ и k в выражение для Т1, получим
Т1 = 0,9033/(10–4)1/1,5 = 418 ч.
Пример 2.19. Определить вероятность безотказной работы устройства для экспоненциальной модели и модели Вейбулла через 105 ч работы при условии, что Р = 0,99 за время работы t = 1000 ч.
Решение. В случае экспоненциальной модели интенсивность отказов λ = 10–5 ч–1.
148
В случае модели Вейбулла при k = 0,5 λ0 = –lnP(t)/tk = 0,000316. Следовательно, через 105 ч работы вероятность безотказной ра-
боты, прогнозируемой |
по экспоненциальной модели, равна |
Рэ = exp(–10–5·105) = 0,37. |
Прогноз по модели Вейбулла Рв = |
= exp(–0,000316·102,5) = 0,905. Следовательно, выбор правильной модели надежности не безразличен для практики.
Выбор модели надежности – сложная научно-техническая проблема. Она может быть удовлетворительно решена стандартными методами математической статистики, если имеется большой статистический материал об отказах исследуемых объектов. В случае приближенных оценок часто выбирается экспоненциальная модель как наиболее удобная с точки зрения аналитических преобразований. Экспоненциальную модель рекомендуется применить при выполнении расчетов надежности в случае отсутствия других исходных данных для расчета, кроме интенсивности отказов. В случае наличия более полных исходных данных целесообразно пользоваться другой, более точной моделью, например моделью Вейбулла.
На этом заканчивается нахождение распределений наработки до отказа и соответствующих им вероятностей безотказной работы и интенсивностей отказов.
2.6. Построение эмпирической функции распределения
Предполагается, что известен закон распределения времени работы элемента до отказа
F (t)= P{T1 ≤ t},
где T1 − случайная наработка до первого отказа; F(t) – функция распределения времени работы до первого отказа.
Если функция F(t) задана в ступенчатом виде (рис. 2.16), то среднее время наработки до отказа определится по формуле
∞ |
|
T1 = ∑[F(ti +1 )− F(ti )] ti+1 |
(2.71) |
i =0
149
F(t) |
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
F(ti) |
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
F(t3) |
3 |
|
|
|
|
|
F(t2) |
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
F(t1) |
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
t = 0 |
t1 |
t2 |
t3 |
|
t |
|
|
Рис. 2.16. График |
|
||||
|
к пояснению формулы (2.71) |
|
||||
1 |
1–F(t) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1–F(t1) |
|
|
|
|
|
|
1–F(t2) |
|
|
|
|
|
|
1–F(t3) |
|
|
|
|
|
|
1–F(t4) |
|
|
|
|
|
|
|
1 |
2 |
3 |
|
i |
|
t = 0 t1 |
t2 |
t3 |
|
… ti |
t |
|
Рис. 2.17. График к пояснению |
|
|||||
|
|
формулы (2.72) |
|
или также в виде ступенчатой функции (рис. 2.17) по формуле
∞
T1 = ∑P(ti )(ti+1 −ti ). (2.72)
i=0
Винтервале ti ≤ t ≤ ti+1 для дискретного распределе-
ния интенсивность отказов λ(t) имеет вид
λ(t)= F( (ti+1 )−)F((ti )) . (2.73)
ti+1 −ti F ti
Пример 2.20. При испытаниях N = 35 элементов после каждого часа фиксировалось число произошедших отказов. Результаты этих испытаний и расчетов сведены в табл. 2.7, 2.8.
Таблица 2.7
Результаты испытаний
Момент времени, ti,ч |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Число отказов, n(ti) |
0 |
3 |
3 |
5 |
8 |
7 |
6 |
2 |
1 |
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
150