![](/user_photo/_userpic.png)
книги из ГПНТБ / Игнатов, В. А. Статистическая оптимизация качества функционирования электронных систем
.pdf. . mb, обеспечивающие максимум прибыли D, определяемой выра жением
£»(111,, ш2, ... , m „)= (у, т , , ms, ... , ли) rfy —
гГ'
|
— В ( т , , |
т 2, . . . . пи). |
|
|
((5-5) |
|||
Если подынтегральная |
функция |
дифференцируема |
в |
области |
||||
R и экстремум £>(т,, |
т |
2, |
. . . , |
т являетсяЛ) |
максимумом, |
оптималь |
||
ные моменты определяет система уравнений |
|
|
|
|||||
дР ( ш , , |
ш......2 |
ш„) |
О, / = I, k. |
|
( 6- 6) |
|||
|
|
д щ |
|
|
|
|
|
|
Если при оптимизации синтеза функциональная форма и мо |
||||||||
менты высших порядков распределения /(у) |
не меняются |
и |
можно |
|||||
в первом приближении |
предположить, |
что и величина В (пи, |
пи, ... |
..., пи) при изменении математического ожидания выходных пара метров изменяется незначительно, уравнение оптимизации в этом случае принимает простой вид:
• I" Ь(у) Иі.п»! ........ ui») dy = 0. (6-7)
В этом параграфе мы рассмотрим задачу оптимизации матема тического ожидания и дисперсии начального значения одного нор мально распределенного выходного параметра при ступенчатой аппроксимации цены изделия. Физический смысл этой задачи опти мизации заключается в следующем. Если уі<си><у2, прибыль, по лучаемая при реализации одного изделия, равна d; если ао<у или ао>у, прибыль — dt или d2(d, du d2>0). Если при нарушении ТУ изделие идет в брак, то di—d2=0. Задача заключается в том, что бы обеспечить максимум D.
Построим математическую модель оптимизации. Из-за суммар ного действия большого числа случайных факторов, каждый из ко торых оказывает незначительное влияние на процесс производства, на основании предельной теоремы теории вероятностей можно пред положить, что ао будет распределена по нормальному закону. При регулировке производства изменяются математическое ожидание т и дисперсия сг2 этого закона, поэтому математическое ожидание D является функцией от и а2. Необходимо найти такие т0„т и о20пт, которые обеспечивают максимум D(m, о).
Найдем аналитическое представление |
D ( ot, |
я). Среднее число |
||||||
изделий, удовлетворяющих ТУ, |
N0 = M ^ f (от, о, |
y)'dy, |
прибыль |
£>0, |
||||
|
|
|
|
Уі |
У 1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
получаемая от их |
реализации, |
D0= |
dN = |
dN j* f (от, |
а, у) dy, |
где |
||
f(m , а, у) — усеченное |
|
|
|
Уі |
|
|
|
|
нормальное |
распределение а„, |
рассматривае |
||||||
мое на интервале |
[а, |
Ь]. Аналогично средняя прибыль |
£>,, получае- |
200
мая от |
реализации |
изделий, имеющих параметр |
|
|
||||
Уі |
(т, а, у) dy и имеющих параметр а0> |
у2, D2~ d 2N |
|
|||||
а |
уа |
|||||||
|
|
ожидание |
прибыли |
от выпуска N |
||||
с, у) dy. Математическое |
изделий |
|||||||
|
D(m, о) = |
( У |
а |
У 1 |
о |
\ |
(6-8) |
|
|
I d j*f dy + |
j f d y + d2J /^ |
1* |
|||||
|
|
\ |
к |
а |
Уі |
J |
|
|
Так |
как ограничение |
учтено при выводе функции |
(6 -8 ) |
и в яв |
ном виде отсутствует, отыскание т0шт.и сгг<тт можно осуществить
стандартным |
методом дифференциального |
исчисления. |
Функция |
||||
(6 -8 ) достигает максимума, если |
|
|
|
|
|
||
|
dD_ |
О, |
|
|
|
|
(6-9) |
|
dm |
|
|
|
|
||
2 |
|
где |
d2D |
° 22~ |
d2D |
|
d2D |
и а11агг — Д]2 > 0 , йи < 0 , |
аи — dm2 ’ |
дя2 ' а' 2 = дтдя |
|||||
вычисляют в стационарной точке. |
|
|
а то~1> 3, |
по |
|||
В практически интересных задачах Ь— а>6а, |
|||||||
этому нормирующий множитель усеченного распределения öo |
бли |
||||||
зок к единице |
и можно положить а——оо, |
Ь = оо. Это |
упрощает |
||||
аналитические |
преобразования. |
Выполнив |
дифференцирование |
(6 -8 ) по параметрам т, а и приравнивая производные нулю, после
необходимых преобразований получим: |
|
|
|
|||
|
|
d — di |
|
|
|
|
|
т = ( 2 аг In d- -І2 + У2-УІ) [2(Уг- |
-у,)]-1; |
( 6- 10) |
|||
|
|
у\ ■ ■УІ] |
(d —й,)(г/,- |
■т) 1 - 1 |
|
|
|
= [2 т (уг — уг) + |
[2ІП(d — d2) (у2 — т) |
(6 - 11) |
|||
и |
Уравнения (6-10), (6-11) |
определяют оптимальные значения |
т |
|||
а2, доставляющие |
максимум D(m, а). Анализ показывает, |
что |
||||
эта система совместна только |
в двух случаях: 1) т > у2, d>di, |
d2\ |
||||
2 ) |
т < уI, d>di, dz, |
которые имеют ограниченное |
практическое |
зна |
чение. Поэтому во многих случаях решение задачи совместной опти мизации одновременно двух моментов во в такой постановке неце лесообразно.
В большинстве задач практически интересна оптимизация одного из моментов. Решение уравнения (6-10) существует в двух
случаях: 1) |
d>du d2\ 2 ) |
d<di, |
d2\ нетривиальное |
решение уравне |
||||
ния (6 -11) |
существует в |
следующих практически |
важных случаях: |
|||||
1) |
yi< m < y2, |
di< d< d2 |
или |
d2<d<di\ 2 ) т > у2, |
d<di, d2; |
|||
3) |
т < уи d<di, d2. |
|
|
|
|
|
||
|
Математическое ожидание максимальной прибыли от продажи |
|||||||
одного изделия |
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
АиакЛм, °) = |
|\d —Й2)Ф |
+ |
|
||
|
|
+ |
(di — d) Ф ( У' |
я |
- j 1 1 руб (изделие)-1. |
(6 -12) |
201
Пример 6-1. |
Пусть d = 10 руб., |
di = d2=5 |
руб., |
0 = 1 , |
Уі=2, |
|
г/2 =12. Требуется найти /я0Пт. |
|
|
|
|
|
|
Используя уравнение (6-10), получим |
м 0ПІ = |
— |
— = 7 . |
т. е. |
||
если dt = d 2, то |
оптимальное математическое ожидание, как |
и сле |
||||
довало ожидать, |
лежит в середине |
поля |
допуска |
независимо от |
||
дисперсии процесса. Подставляя топт = 7 |
в формулу |
(6-12), |
найдем |
Пмако(«опт) =0,4999 руб(изделие)-1. Нетрудно убедиться, что при
других значениях т величина £><£>макс, |
например |
при |
т=4 |
|
£>=0,4835, т. е. экономическая |
эффективность оптимизации |
W= |
||
= 8,21%. |
|
d= 10 руб., |
|
|
Пример 6-2. Пусть уі=2, £/2 = 1 2 , m =10, |
rfi = 8 |
руб., |
||
d2—l2 руб., необходимо найти |
s^nT. |
|
|
|
Используя уравнение (6-11), |
получим ОцПТ=(4,65)а, £>мгк(, (’о п т ^ |
«0,278 руб-(изделие)-1. Как и ранее, нетрудно убедиться, что иные
значения а |
дают |
,D<Dм а К с, например |
при 0 i = 2 , £>і=0,0178 рубХ |
Х(изделие)-1, т. |
е. WT»93,5°/o, при |
0 2 = 8 , £>2=0,185 руб • (изде |
|
лие)-1, т. е. |
1К2=33,5%. |
|
Примеры показывают, что оптимизация изготовления изделий даже в простейшем решении может обеспечить высокий экономи ческий эффект и экономическую эффективность.
Итак, в этом параграфе рассмотрена задача оптимизации мо ментов начального распределения выходных параметров изделий с точки зрения обеспечения максимальной прибыли заводу-изгото- вителю, найдены условия существования оптимальных решений и на примерах показаны особенности отыскания оптимальных момен тов. Обобщения этой задачи можно получить, если с использова нием формул (6 -6 ) рассматривать несколько выходных параметров, если, используя ряд Грама — Шарлье, применять более общие рас пределения, если учитывать зависимость математического ожидания прибыли от моментов высших порядков и т. п.
Полученные результаты полезны не только при оптимизации производства изделий, но и при расчете оптимальных режимов на стройки или регулировки различных технологических процессов, про текающих в автоматических поточных линиях. Очевидно, что в роли da, di, d2 и D могут выступать и не только экономические показа тели.
6-3. Вероятностный анализ характеристик качества проектируемых устройств, предшествующий оптимизации синтеза
Целью предлагаемого метода расчета является определение вероятностных характеристик качества элементов, устройств и си стем по вероятностным характеристикам элементарных случайных величин (ЭСВ), которые входят в неканоническое представление процессов ухудшения параметров (УП), АР и ПО. Предполагается, что вероятностные характеристики ЭСВ, имеющих очевидный физи ческий смысл, могут быть легко найдены по результатам статисти ческого анализа.
202
Основное назначение вероятностного расчета— дать возмож ность непосредственно оценить влияние каждой ЭСВ УП, АР и ПО на качество функционирования проектируемого изделия. Иными словами, результаты вероятностного расчета должны отвечать на вопросы: как количественно изменится та или иная характеристика
качества, если например, |
на |
2 0 % |
увеличится дисперсия производст |
||
ва, на 1 0 % |
увеличится |
скорость ухудшения параметра, |
на 2 % |
||
уменьшится |
время АР, |
на |
40% |
увеличится интенсивность |
вывода |
на ПО и т. н. Ясно, что ответы на эти вопросы указывают направ ления дальнейшего повышения качества. Если учесть к тому же, что любое изменение качества создаваемого изделия влечет изме нение приведенных годовых расходов (ПГР), становится очевидной необходимость решения задачи анализа качества именно в такой постановке, так как результаты решения позволяют относительно просто оптимизировать синтез.
В этом параграфе мы рассмотрим определение характеристик качества обслуживаемых и необслуживаемых изделий при линейной и параболической аппроксимации УП. Покажем приближенный ме
тод |
определения вероятностных характеристик |
качества |
устройств |
по |
известным вероятностным характеристикам |
качества |
элементов |
и уравнениям связи выходных параметров с внутренними. Особен ности этого метода проиллюстрируем примером расчета характери
стик качества і^С-генератора. |
характеристик |
качества |
необслужива |
|||||
|
Рассмотрим |
определение |
||||||
емого элемента |
при |
линейной |
аппроксимации УП. |
Интенсивность |
||||
УП |
определяют |
соотношения |
(7-28), |
где |
A x=(xMaKc — хМИн)2-1, |
|||
(Хмакс— Хмин)— диапазон допустимого |
по ТУ изменения парамет |
|||||||
ра элемента. Так как |
все |
характеристики |
качества |
определяются |
||||
этой |
интенсивностью, |
квантованными |
значениями |
и начальными |
||||
условиями, основная |
задача — найти |
оптимальные |
квантованные |
значения и начальные условия, обеспечивающие хорошее в средне квадратическом смысле совпадение характеристик УП, полученных прямым методом и методом марковской аппроксимации.
Используя систему уравнений (2-85), при произвольных началь ных условиях Р і (0 ) =Рі получим:
Р» (О = 'Л (0 = ( P t + a J p M - 1)
Р 2( 0 = 1 - / > „ ( < ) - Л (О-
С помощью этих вероятностей, как обычно, найдем характери
стики надежности элемента |
|
Р (0 = (Po + |
Р\ + ’ a1tPo^ - >) e - a'Ux"-, |
f (t) |
(pl + ajpo&x-') e~aitAx |
A W |
- ' ^ T ^ . / £ |
ö |
; r . = ^ |
(2ft + A); (6-13) |
|
Po + P i+ a J P o & x -1 |
|
|
|
2 |
Дх2 |
Vf- |
■(2Ao + |
Pi) |
5r |
— г (2Л + Аі). |
Начальные и центральные моменты q-то порядка приближенно го распределения параметра элемента определим, как и ранее, с nor
203
мощью квантованных значений х*і и вероятностей Pi(t)
2 |
2 |
|
|
mq — 5 j {x.*i)qPt (0 . |
К ч = S (х*і — « ,)« |
(/). |
(6-14) |
i—0 |
i= 0 |
|
|
Свободные параметры х*і и p ; в формуле (6-14) необходимо выбирать так, чтобы получить хорошее соответствие точного и при ближенного законов.
Используем точные значения математического ожидания и дис персии для «привязки» свободных параметров методом наименьших квадратов. В общем случае для этого целесообразно применять та кие характеристики, которые приводят к более простым вычисли тельным процедурам и в то же время относительно часто исполь зуются в расчетах.
Чтобы уменьшить число неизвестных, положим рг=0, а рі вы
берем из условия |
совпадения точного |
и приближенного среднего |
|||
времени безотказной работы, тогда |
|
|
|||
|
Р і = ( а о |
— хг)Дх- 1 — 2р0, |
(645) |
||
а ро, так же как и х*і, |
необходимо |
искать методом |
наименьших |
||
квадратов, например, |
из условия минимизации |
|
|||
[S: |
|
2 |
|
2 |
|
|
2 |
Х*іРг (h) — (rn0 — mJb) |
(6-16) |
||
k=\ |
1=0 |
|
|
||
Выполнив дифференцирование по х*і, ро и проделав необходи |
|||||
мые преобразования, получим: |
|
|
S |
X x*iPi (tк) — (Щ— mjb |
Р г Ѵ к ) 1 = 0 , |
|
|
k=l |
і=о |
|
і = 0 , 1 , |
2 ; |
I |
г г 2 |
|
||
|
|
|
||
Е Е*-Л(tк) — («*„ — /и*Л) |
X |
' (6-17) |
||
k=\ |
0 |
|
|
|
|
'nhjf |
|
|
|
X | У „ + Х*І |
bx “ 2 + |
|
|
|
+ %*2 |
|
|
) |
|
|
|
|
|
|
где Mh — e |
X . Система |
уравнений (6-17) |
из четырех |
нелинейных |
алгебраических уравнений определяет искомые оптимальные пара
метры х * і о п т и ро о п т . |
Вычислив |
эти параметры, как обычно, |
опре |
|
деляют моменты формулы (6-14) |
и строят ряд |
Грама — Шарлье. |
||
Таким образом, с |
помощью |
квантования, |
марковской и |
линей |
ной аппроксимации УП мы получили аналитические выражения для
204
наиболее важных характеристик качества элементов. В них вошли ЭСВ я0 и ßi, и теперь можно непосредственно исследовать влияние свойств яо и йі на характеристики качества.
|
Пример |
|
6-3. |
Рассмотрим |
влияние |
/и, на Г 0. |
Пусть Дх = |
0,2; |
||
Аопт = 0,95; |
р 10пт = 0,05, тогда |
Т0 |
0,39/я^- 1 . Е |
с л и ч ~ |
\ |
|||||
то |
То= 390 |
ч; |
если |
ті= 1,2*10 _3 |
ч_1, |
то Го«325 ч. Следовательно, |
||||
увеличение |
средней |
скорости |
ухудшения |
параметра |
на 2 0 % приво |
|||||
дит |
к сокращению |
среднего |
времени |
безотказной работы примерно |
||||||
на |
16,7%. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Перейдем к определению вероятностных характеристик обслу живаемого элемента. Используя систему (2-85), для режима стати
стического равновесия определим |
вероятности |
пребывания элемента |
||||||
в различных состояниях |
|
|
|
|
|
|||
р„ = |
я,Дх (1 + |
у,) г - 1; |
= я 1Дх2~1; р г = |
р 3 = |
2~5ßf арг~ |
|||
|
|
Рі |
— Pt, = Y/ 2 - ’ßf (1 + Y„) а пг - |
|
|
|
||
где г = |
«! (2 4 - yv) Д х+ ö?ßp -f Yvöian (! + Yv)l др — случайная продол |
|||||||
жительность |
AP; яп — случайная |
продолжительность |
ПО; |
—: нор |
||||
мированная |
интенсивность |
вывода элемента |
на ПО; Тѵ = |
ѵ7! _1 = |
= ѵд'р’Дх.
Эксплуатадионные коэффициенты
(2 + Yv) |
k^ = a\anz ~ \ kn = |
(1 + Yv) 2 “ 'I |
|
|
(6-18) |
|
a xAx (2 + ■(,) [a ~ ‘ A* (p„ + |
Pi) + |
^ |
f ß f ,Ax(2/70-f-JoI) ][a 1(2 + Yv) Д х + |
+ Л (а“ 1** + 0] в-*1**"
-*•-------- |
2----------- |
5--------------- |
Г - |
(6-19) |
+ |
alaV+ |
Yve lan (1 +Yv)] |
|
Таким образом, мы получили аналитические выражения для ве роятностных характеристик надежности обслуживаемого элемента в установившемся режиме эксплуатации. В эти выражения входят ЭСВ ßi, Яр, Яп и Yv’ которые характеризуют процессы УП, АР и
ПО. Используя уравнения (6-14) и (6-17), нетрудно построить ряд Грама — Шарлье для установившегося режима.
При параболической аппроксимации УП |
интенсивности т)0 и |
||
г)і определяют соотношения |
(7-53) и (7-34), |
в |
которые входят ЭСВ |
я<ь Яі, яг. Используя систему |
(2-85), получим: |
|
|
р о(0 = л«-**; А (0 = (\ а + v—É41V ")) e~4lt-^lo — ^jl
А (t) = i —P0 (<) —Л (f).
Так же, как и ранее, определим характеристики надежности и систему уравнений для определения оптимальных квантованных зна-
205
чени и |
и |
н а ч а л ь н ы х в е р о я т н о с т е й |
|
|
|
|
|
||||
( |
(0 |
= А |
1 |
Ѵо |
|
- V |
+ ( P i |
|
’ loЛ |
|
|
Р |
|
|
|
’ lo — ’ll |
|
||||||
|
|
|
’ ll — Іо |
|
|
|
|
||||
f |
(0 = а а |
1 |
___ ’ lo |
|
е |
V + ’h ^Pi- |
VoPo |
- V |
|||
’ ll — |
’ lo |
Vo - Vi |
|||||||||
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
-l. |
|
|
|
|
|
|
t o = P oVq 1 + ( A + A ) ’ ll |
|
|
|
|
|
||||||
o?= 2 > o |
(’ ll — |
2iio) , |
A (’ lo — |
’ ll) — ’ lo A ' |
|
|
|
||||
|
|
’ Зо (’ ll — |
’ lo) |
’ ІО (’ ll |
’ lo) |
|
|
|
|||
|
[Po’ iö"1 + |
(Po + |
a ) ’ i f 1]2; |
|
|
|
|
|
|||
|
Pi = ^ii |
mЧ. + У>п21— іт2(Ха — От0) |
|
+ |
|
||||||
|
|
|
2m2 |
|
|
|
А |
|
|||
|
|
|
|
|
|
’ lo’ li |
|
( 6 - 20)
( I
S 2 х*і А
*=1 is=о
( ( л ) — К> + т Л — т 2 ф |
P i ( h ) = 0, |
t = 0, 1, 2;
s |
* * i A (^ ) — (От0 + « А — От2ф |
|||
|
||||
Â=“l |
L i= o |
|
|
|
|
X* iVo |
X*a (-q1— |
2v)0) ] |
|
X |
’ lo — ’ ll |
’ ll |
— ’ lo |
|
|
**i-Q? |
(2т]о |
’ ll) |
"* Af, |
|
’ lo (’ lo — ’ ll) |
’ lo (’ lo — |
’ ll) |
|
X
( 6-21)
Af,it +
= 0,
Мл = е ~ ^ \ Мл = е ~ ^ \
|
С |
учето м |
Т О |
в устано вивш е м ся |
режиме |
|
|
||||||||||
( А |
= |
’ 1 і ( 1 |
+ |
Y , ) z - 1 , А |
= |
’ ) о 2 -1 , |
А |
= |
А |
= |
’ lo’ l i a p ( 2 z ) - 1 , |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
А |
= |
А |
= |
Yv’ lo’ liß n |
( 2 z ) - 1 ; |
|
|
|
|||
V |
= |
[ ’ lo + |
|
’ ll |
(1 |
+ |
Тѵ)] |
г ~ ‘ > h |
= |
’ lo’ liö p z - 1 , |
|
|
|||||
fen = |
Yy’lo’lA « -1; |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
|
, |
|
, |
|
|
„ |
, |
„ |
((’li — 2у)0) |
|
, |
( 6- 22) |
||||
|
|
h o + |
’ 1 . ( 1 |
+ |
Tv)] |
^ |
r |
|
- |
’ lo) |
g |
+ |
|||||
*(0 = |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
f A 7! ^ 1 + ( A + А ) ’ і Г 1] [’ lo + ’ ll (1 + Y v ) + |
|
||||||||||||||
|
|
A |
_ |
|
|
VoPo |
|
\ |
v |
\ |
|
|
|
|
|
||
|
+ |
’ ll |
|
’ ll |
(’ lo — ’ ll) |
|
|
r |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
+ |
’ lo’ llöp |
+ |
Yv’ lo’ ll^n] |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
где |
yv= V7)f1; |
z = |
nj0 + |
к)! (1 + |
yv) + |
’io’hßp + |
Y.’lo’liAt. |
|
206
Таким образом, и при параболической аппроксимации нетрудно получить выражения для вероятностных характеристик качества
элементов, в которые вошли бы ЭСВ а0, щ, а2, %>, ап и Тѵ •
Характеристики надежности устройств можно находить стан дартными методами, например, используя произведение вероятно стей безотказной работы, сумму интенсивностей отказов элементов и т. п. Однако этот путь ведет к трудоемким расчетам, малопри годным для инженерного анализа. Поэтому используем приближен ный метод определения вероятностных характеристик качества уст ройств по вероятностным характеристикам качества элементов.
Сущность предлагаемого метода в следующем. С помощью уравнения связи выходного параметра с внутренними
У’=/(Х і, Хи) |
(6-23) |
и метода линеаризации находят математическое ожидание выход
ного параметра |
_______ |
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
my= f(m l, rrin). |
|
|
(6-24) |
|||
Зная |
по |
ТУ диапазон у маКс—Умин |
допустимого изменения |
Y, |
|||||
выбирают уровни |
квантования |
у и |
г/2 |
и |
из решения |
уравнения |
|||
т у(і)— yj = 0, і= 1,2 находят средние |
продолжительности ті, д2 |
до |
|||||||
пересечения |
my (t) |
этих уровней. Приближенная оценка |
средних |
ин |
|||||
тенсивностей |
пересечения |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
Цоу= х~11 , тііг/ = Т-12. |
|
|
(6-25) |
|||
Эти |
оценки интенсивностей |
и служат |
исходными |
для расчета |
характеристик качества по формулам типа (6-20) и (6-21). Как и
ранее, начальную вероятность р± выбирают из условия |
совпадения |
|
с т2 среднего времени безотказной |
работы, найденного по формуле |
|
(6 -2 0 ); оптимальные параметры у*і |
и ро определяют формулы (6 -2 1 ) |
|
где роль эталонной функции играет (6-24). |
что в слу |
|
Удобство предлагаемого метода |
заключается в том, |
чае необходимости выходной параметр легко представить как детер минированную функцию совокупности ЭСВ параметров элементов.
Для |
определения |
коэффициента готовности |
обслуживаемого |
|
устройства |
можно непосредственно |
использовать |
результаты § 2-4 |
|
и можно применить |
полученные |
выражения для интенсивностей |
отказов і-го элемента, интенсивности отказов устройства и спра
вочные данные [Л. 68 ] о среднем |
времени АР |
і-то элемента. В уста |
|||
новившемся режиме |
вероятность |
того, что |
откажет і-й |
элемент, |
|
(7і = |
мин(т)оі, "Пи) [mhh(t]oj,, т]іѵ)]_і, |
(6-26) |
|||
поэтому среднее время АР устройства |
|
|
|
||
|
п |
|
|
|
|
|
Щ — S |
УіГПи |
|
. |
(6-27) |
|
І = I |
|
|
,_ . |
|
где rrii — среднее время АР і-го |
элемента |
[Л. |
68 ]. Коэффициент го |
||
товности |
&г~Тау(Тоу+ Шр) “ С |
|
|
(6-28) |
|
|
|
|
Как видим, преимущество второго способа в том, что попутно определяется среднее время АР устройства. Аналогично нетрудно
207
определить и £т> используя в выражении (6-2 2 ) вместо х\о и г}! интенсивности т]0у и ціу.
Пример 6-4. Рассчитаем вероятностные характеристики качества /?С-генератора (рис. 6-1), используемого в тракте формирования по фазофильтровому методу однополосного сигнала связного радио передающего устройства. Выходным параметром служит генериру
емая частота F—1 800 гц, в роли |
внутренних — параметры элемен |
тов фазовращающей цепи (ФЦ) |
(на рис. 6-1 ФЦ обведена пунк |
тирной линией). Влиянием реактивных сопротивлений транзисторов и паразитных емкостей пренебрегаем.
Для определения критических значений и динамического диапа зона допустимого изменения параметров ФЦ используем известное соотношение
г- |
* |
і / |
Ri (Ci H“ Сг + |
С3) + |
R 2 (Ca + С3) + |
R 3C 3 |
(6-29> |
||||
F = |
^ V |
--------------- w |
t |
o |
, |
----------------- |
|||||
и условие обеспечения требуемого качества связи |
|
|
|||||||||
|
|
|
1 7 0 0 < Д ^ 1 |
900. |
|
|
|
|
|
(6-30) |
|
Выберем |
прогрессивную |
ФЦ |
с |
|
коэффициентом |
а= 5, |
R= |
||||
=8,22-ІО3 ом, |
|
с = 8 -ІО-10 |
ф, тогда |
Ri=R, |
R2 =BR, |
Сі = 2 5 С, |
|||||
Сг=5С, С3= С, |
Rz=25 R. С |
учетом этого |
F =l,18 • 10_2 (І?С). |
Вве |
|||||||
дем нормированные |
значения |
базовых |
|
сопротивлений |
и емкости |
||||||
Rn = R[S,22-ІО"3) -1, |
СН= С(8-10_10) _1, |
|
тогда |
нормированная |
час |
||||||
тота |
|
Fn=F(l 800)-i=(tf„C H) -i. |
|
|
|
(6-31) |
|||||
|
|
|
|
|
В соответствии с [Л. 68 ] примем следующую среднюю скорость ухудшения R и С: <miR=0,l • 10~ 3 ч-1, Отіс=—0,01 • 10~ 3 ч-1.
Среднее время безотказной работы генератора найдем как вре мя первого достижения частотой критического значения, которое для FB принимает вид:
|
|
0,944 |
1,056. |
|
|
(6-32) |
|
Так |
как miR>\m ic\, то |
нормированная частота с |
течением |
||||
времени |
уменьшится, |
следовательно, |
Т0 необходимо |
искать |
из урав |
||
нения |
|
|
|
|
|
|
|
|
(1 + |
ШщТ0) (1 —mlcT0) |
= 0,944. |
|
(6-33) |
||
Отсюда Го=656 ч. |
|
динамические диапазоны Rn и |
|||||
Зная |
То, нетрудно определить |
||||||
Св: £ н= |
(1 = 1,0656), |
Сн= (1=0,99344), |
следовательно, Аі?н=0,0328, |
||||
ДСв=0,00328. Выбор |
условия (6-33) значительно |
упрощает весь |
|||||
расчет — в этом случае интенсивность уменьшения |
частоты, интен |
||||||
сивность |
увеличения сопротивления и интенсивность уменьшения |
||||||
емкости |
совпадают: |
т]р=т)л=і'1с = ягідА1?_1н=яіісАС~1н= 3,05Х |
|||||
Х І 0 ~ 3 ч~1. Последнее является |
важным |
следствием того, что крити |
ческие значения параметров элементов ФЦ выбирались в соответст вии с местом этих элементов в схеме, уравнением связи и критиче ским значением частоты генератора. Поэтому вероятности пребы вания параметров сопротивлений, емкостей и частоты в соответст
208
вующих квантах совпадают:
Л> ( О — P t , e А ( О = ( P t +М ) <? ’1<»
Л>(0-= 1— л (О —А (0.
а характеристики надежности ЛС-генератора определяют по фор
мулам |
(6-13), откуда, |
например, |
Т0= 653 |
ч, |
o2f= (4,64 • ІО2) 2 ч2, |
||||
Vt=0,705. |
вероятности p t (t) и, |
например, |
Щц.Шщ, |
с помощью фор |
|||||
Зная |
|||||||||
мулы |
(6-17) нетрудно определить оптимальные квантованные зна |
||||||||
чения |
сопротивления, емкости, |
частоты |
и |
начальные вероятности: |
|||||
Я *он=1,0; |
Я * ін = 1,0164; |
Я *2н= 1,0984; |
С*оа = 1,0; |
С *ін= 0 , 99836; |
|||||
С *2„=0,99016; F*0я= 1 ; Р*ін = 0,986; |
Р * 2н= 0,958; |
До= 0,99; рі = 0,01. |
Моменты нормированной частоты, необходимые для построения ря
да |
Грама — Шарлье, можно |
определить как |
методом линеаризации, |
так |
и непосредственно из |
формулы (6-14). |
Например, найденное |
методом линеаризации аналитическое выражение для коэффициента асимметрии имеет вид:
|
|
і4 р = ( 1 - гЗА/?)Ли -Ь(1 + ЗДС)і4 с , |
(6-34) |
|||||
где |
|
и Ас — соответственно коэффициенты асимметрии нормирован- |
||||||
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
ных |
сопротивления и емкости; |
дя= |
2 |
/г*«/?* (0 — 1; |
|
|||
|
2 |
|
|
|
|
і=о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ДС = |
£ |
C*tHP t ( 0 |
- 1. |
|
|
|
|
|
|
£=0 |
|
|
|
|
|
|
|
На |
рис. 6-2 представлены графики rriF(t) и Or{t), на |
рис. 6-3— |
||||||
графики AF(t) и EF(t), |
на рис. |
6-4 показан вид плотностей вероят |
||||||
ностей |
нормированной |
частоты |
для |
моментов времени |
ti=0(l), |
|||
U=326 |
(2), ^з=653 |
ч (<?). Отрицательные значения плотности при |
||||||
/= 0 |
обусловлены |
погрешностями ряда |
Грама— Шарлье. |
|||||
14—385 |
|
|
|
|
|
|
209 |