книги из ГПНТБ / Суторихин, Н. Б. Оценка надежности элементов коммутируемых телефонных сетей

трассе при повышенной рефракции и попаданием вслед­ ствие этого приемной антенны в интерференционные ми­ нимумы в результате взаимодействия прямой волны и волн, отраженных от земной поверхности; во-вторых, ин­ терференцией прямой волны и волн, отраженных от слоистых неоднородностей тропосферы. Они селективны и наблюдаются неодновременно по стволам РРЛ. Одна­ ко элементы ВЧ, П и И резервируются в пределах уча­ стка резервирования, а элемент Гр остается нерезервируемым элементом ствола..

Кроме того, в логической схеме расчета надежности РРЛ элементы през параллельных стволов горячего ре­ зерва соединены последовательно с оборудованием ство­ ла служебной связи. Это обусловлено тем, что отказав­ ший основной ствол не может быть замещен резервны­ ми не только в случае отказа оборудования последних, нс также и в случае отказа оборудования ствола слу­ жебной связи.

Задача определения коэффициента простоя РРЛ сво­ дится к определению коэффициента простоя фиксиро­ ванного ствола. Ниже будет рассмотрен телефонный ствол.

Введем следующие обозначения:

/Сих — коэффициент простоя оборудования, которое для фиксированного ствола является иерезервируемым;

Кп2 — коэффициент простоя оборудования ствола,

где Кп гр — коэффициент простоя оборудования группо­ вого тракта (комплект одной станции);

КпА — коэффициент простоя одного комплекта обо­ рудования антенно-фидерного тракта;

$0

K-nBi — коэффициент простоя электропитающей уста­ новки одной станции с учетом резервирования электро­ снабжения;

^Спэкр i — коэффициент простоя, обусловленный за­ мираниями сигнала вследствие экранирующего действия препятствий;

же К п экрг 'могут быть получены расчетным путем как

значение множителя ослабления на г-м интервале мень­ ше минимально допустимой величины ( У Мин) из-за эк­ ранирующего влияния препятствий;

Tni(Vмин) — процент времени, в течение которого множитель ослабления на t-м интервале меньше Кмин вследствие нахождения точки приема вблизи п-го интер­ ференционного минимума;

Ттр(УмШ) — процент времени, в течение которого множитель ослабления на i-м интервале меньше за счет влияния волн, отраженных от неоднородностей тропо­ сферы. '

Все эти величины могут быть рассчитаны по методи­ ке, изложенной в [41]. Коэффициент простоя одного фик­ сированного ствола может 'быть рассчитан, исходя из следующих соображений. Фиксированный ствол может отказать в пределах секции, если:

1) откажет нерезервируемое оборудование, коэффи­ циент простоя которого КлЦ

91

числе которого будет оборудование фиксированного ствола, или

б) оборудование ствола служебной связи будет так­ же работоспособно, но откажут основные стволы (в чис­ ле которых должен быть фиксированный ствол) в коли­ честве, большем, чем число работоспособных резервных стволов, и ни один из их резервных стволов не заместит фиксированный.

На основе этих соображений может быть записана расчетная формула

/ = 0

пCln-1C;_Pf3'

числа основных п, в которых имеется фиксированный ствол;

С "рез—/

— 1~ 1 .---- вероятность того, что ни один из работо-

i

способных резервных стволов не заметил отказавший фиксированный ствол.

На рис. 4.9 показана логическая схема расчета на­ дежности секции РРЛ на аппаратуре Р-6002МВ при ре­

.92

бор и переключение стволов. Таким образом, ствол слу­ жебной связи не участвует в процессе резервирования. Поэтому в ф-ле (4.49) для расчета должна быть учтена аппаратура автовыбора и формула для расчета надеж­ ности примет вид

При постанционном резервировании может резерви­ роваться как в целом комплект радиооборудования (ап­ паратура Р-60/420), так и отдельные его элементы (на­ пример, приемник, передатчик, гетеродин в аппаратуре «Восход»), Коэффициент готовности ствола в пределах станции в этом случае рассчитывается согласно логиче­ ской схеме расчета надежности элементарными приема­ ми. Поскольку секции на радиорелейной магистрали соединяются последовательно, то коэффициент простоя ■фиксированного ствола магистрали можно определить как

Пример 4.1 ■Рассчитать коэффициент простоя участка кабельной линии (рис.

4.6), по которой работает одна система К-60, содержащего 16 НУП (по 8 НУП в обе стороны от ОУП). Среднее расстояние между ВУП 4=20 км, среднее ?ремя восстановления НУ|П и подготовии ж выезду РВБ 7’в+7'пойг=4 ч, параметр потока отказов оборудования со = =0,6-il0-4 1/ч, средняя скорость проезда о=20 км/ч. Определяем ■время проезда между двумя НУП: Tnp=//y=20/20=il ч.

!По ф-ле (4.45) определяем интенсивности 'восстановления каж­ дого НУП в зависимости от его HOiMapa. Результаты расчета запи­ саны ниже:

Подставляем .значения со и ри, полученные в результате расчета

pi;, в ф-лу (4,39). При. этом имеем в виду следующее:

2п

—П Цг=((0,2-:ОЛ67-0)Ш-ОЛа5-ОЛ11-0,ЬО,ОШ-ад83)2, посколь- i=i

ку НУП, располагающиеся ,на равных расстояниях ,по обе стороны от ОУП, имеют одинаковые интенсивности восстановления;

— каждое из произведений (Яри)/ может быть получено пере­ множением соответствующего числа сомножителей из ряда: 0,2; 0,2;

93

ОД67; 0,167; 0,143; 0,143; 0Д25; ОД25; 0,111; 0ДФ1; 0,1; 0,1; 0,091; 0,091;

Пример 4.2 Рассчитать коэффициент простоя фиксированного телефонного

ствола секции РРЛ, на которой осуществляется иоучастковое резер­ вирование 2+1. Коэффициенты простоя Кп1=2,52"10_3; Кпг=3,27Х

Х10-3; Кпз=1,0-10-6.

Для расчета коэффициента простоя воспользуемся ф-лой (4.53). Подставляя в эту формулу л=-2, /грез—11 я пренебрегая членами, со­ держащими произведения свыше двух коэффициентов простоя, как величинами сравнительно малыми, получим

/Спф * К т K niK m + ^п2 ** 0,00254.

§ 4.4. Расчет вероятности безотказной работы

При расчете вероятности безотказной работы устрой­ ства (системы) обычно полагают, что время безотказ­ ней работы подчиняется экспоненциальному закону рас­ пределения. В этом случае вероятность безотказной ра­ боты ремонтируемого нерезервированного устройства может быть рассчитана по ф-ле (1.5) Р (т) = е~“г, где

т —промежуток времени, в течение которого определя­ ется вероятность безотказной работы; ю.—'Параметр по­ тока отказов устройства. При достаточно малых ит приближенная оценка .Р(т) может быть выражена как

При резервном соединении, когда признаком отказа является отказ нескольких устройств, методика расчета вероятности безотказной работы устройства будет зави­ сеть от того, ремонтируются или не ремонтируются

94

устройства в тот промежуток времени, когда определя­ ется вероятность безотказной работы.

Рассмотрим случай резервного 'Соединения V—\+ v v 'устройств (систем), показанных на рис. 4.2. Все устрой­ ства работают в одинаковом режиме (нагруженный ре­ зерв). Параметр потока отказов каждого устройства — и, интенсивность восстановления — р. Если на протя­ жении определенного промежутка времени т такие уст­ ройства не ремонтируются (согласно классификации, приведенной в § 1.3, такие устройства называются не­ обслуживаемыми или частично обслуживаемыми), то вероятность безотказной работы за данный промежуток времени может быть определена так же, как для пере­ монтируемых устройств, т. е.

Если же на протяжении времени т устройства ремон­ тируются (согласно § 1.3 — это обслуживаемые устрой­ ства), то вероятность безотказной работы может быть

где Т\ — средняя наработка до первого отказа. При этом под вероятностью безотказной работы подразуме­ вается вероятность того, что за заданный промежуток времени не возникнет событие, когда все V устройств будут неработоспособны. Отказ — это событие, заклю­ чающееся в том, что все V устройств неработоспособны.

Средняя наработка до первого отказа в данном слу­

95

5 Г Л А В А

Экспериментальное определение параметров надежности элементов коммутируемой сети

§5.1. Общие соображения

Методы расчета параметров 'надежности устройств (си­ стем), изложенные в гл. 4, дают только приближенную оценку ожидаемого уровня надежности.

Более достоверная оценка надежности устройств мо­ жет быть получена в результате экспериментального оп­ ределения параметров надежности устройств в соответ­ ствующих режимах -и условиях их работы. Подобная оценка параметров надежности может быть произведе­ на в условиях лабораторных, заводских или полигонных испытаний устройств на надежность, а также наблюде­ ниями и регистрацией отказов и восстановлений уст­ ройств в процессе опытной и нормальной эксплуатации.

Однако такие испытания, а также наблюдения в про­ цессе эксплуатации обычно бывают выборочными, т. е. испытанию иля наблюдению подвергаются не все образ­ цы партии, а только часть их, отобранная в случайном порядке (выборкой). Эти обстоятельства, а также свя­ занная с ними ограниченность статистических данных эксперимента приводят к невозможности и здесь полу­ чить точное и достоверное значение определяемого па­ раметра. В этом случае можно лишь только указать с определенной достоверностью (доверительной вероятно­ стью) границы (интервал) возможных значений пара­ метра (достоверные границы, доверительный интервал).

Поясним это на примере. Предположим, необходимо определить среднюю наработку устройства до первого отказа по результатам испытаний некоторого числа слу­ чайно отобранных из партии устройств. Обозначим че­ рез у требуемую доверительную вероятность. Очевидно, можно найти некоторое число е, характеризующее точ-

ность оценки параметра, при котором вероятность рас­ хождения 'между среднестатистическим значением нара­ ботки до первого отказа (Г*i) и его математическим ожиданием (Ti) не 'превысит (но абсолютной величине) этого числа. В этом случае вероятность расхождения равна доверительной вероятности, т. е. Р{|Г*1—7 i |^ =Се}=у. Это -означает, что истинное значение параметра

Рис. 5.1

Как указывалось в § 1.1, отказы элементов сети це­ лесообразно классифицировать по последствиям, к ко­ торым они приводят. Поэтому при экспериментальном определении параметров надежности оборудования, яв­ ляющегося элементами сети, следует это оборудование классифицировать по последствиям, к 'которым приводит его отказ. Так, например, ори определении параметров надежности оборудования каналов следует определять отдельно параметры надежности оборудования, отказ которого -приводит к'блокировке одного канала (ИО), двенадцатиканальной группы (ПГО), шестидесятика­ нальной группы (ВГО), трехсотканальной группы (ТГО) и т. п., оборудования линейного тракта, при этом отдель­ но для усилительного оборудования НУП, кабеля и т. д.

Наиболее реальным способом экспериментального определения параметров устройств (систем), представ­ ляющих собой элементы сети, является сбор статисти­ ческих данных об отказах и восстановлениях в процессе нормальной эксплуатации. Регистрация отказов и вос­ становлений может производиться по определенной фор­ ме в журналах или карточках. Однако регистрируемые таким образом данные не всегда будут объективными вследствие стремления обслуживающего персонала в некоторых случаях либо -скрыть повреждение, либо за­ низить -время простоя оборудования, а иногда и вслед­ ствие халатного отношения к заполнению форм. Поэтому для большей объективности регистрируемых данных це­ лесообразно автоматизировать систему регистрации отказов. Тогда данные об отказах и восстановлениях будут регистрироваться в памяти регистрирующего уст-

98

рс-йства, в простейшем случае на перфоленте, откуда эти данные поступят на обработку для вычисления парамет­ ров надежности на ЭВМ.

Ниже будут изложены простейшие методы обработ­ ки статистических данных об отказах и восстановлениях

ивычисления по ним параметров надежности.

§5.2. Обработка статистических данных об отказах

ввосстановлениях устройств (систем)

Врезультате регистрации отказов и восстановлений N устройств или систем будут получены два статисти­ ческих ряда величин для каждого из N устройств.

1)ряд времен наработок1) между отказами:

*п , *21»*31»•••> *«1......*ni — Для первого устройства

2) ряд времен восстановлений (простоя):

k = \ £=1

— максимальный и минимальный члены рядов.

На основании полученных данных, предполагая, что на протяжении нормальной эксплуатации поток отказов и восстановлений простейший, можно вычислить средние

*) В «екоторых случаях наработка может быть оценена не вре­ менем, а числам срабатываний |(нап,ример, для устройств на элек­ тромеханических реле).