![](/user_photo/_userpic.png)
книги из ГПНТБ / Игнатов, В. А. Статистическая оптимизация качества функционирования электронных систем
.pdfраспределений, в которую гамма-распределение с пара метром k входит с вероятностью пц. На рис. 2-5 даны графики интенсивности Wr{x) рандомизированного обслуживания при тех же распределениях числа опера ций.
Путем предельного перехода нетрудно убедиться, что
|
|
|
т |
|
|
Hm Wr (т) = |
(1), |
lim Wr (х) = Yi ** МЙН [р, (k), pm(é)]. |
|||
і-»0 |
|
*-*» |
k_ x |
H-(fe) |
|
|
|
|
|
|
(2-51) |
Например, |
при iCj = |
= 0,5 |
1іт№ г (т) = |
(1) = 1ч~1, |
т->0
а lim Wr (т) — 'n.fi.j (1) - f я2р2(2) =2,5% - К
т-*со
Итак, в данном параграфе рассмотрены три основных типа моделей технического обслуживания устройств, по-
|
|
|
|
строенных |
с |
помощью |
||||||
|
|
|
|
марковской |
аппроксима- |
|||||||
|
|
|
|
ции. В случае необходи |
||||||||
|
|
|
|
мости аналогичным обра |
||||||||
|
|
|
|
зом строят и другие типы |
||||||||
|
|
|
|
моделей. |
|
|
|
всех |
||||
|
|
|
|
Достоинством |
|
|||||||
|
|
|
|
этих |
моделей |
является |
||||||
|
|
|
|
простота получения и об |
||||||||
|
|
|
|
работки |
необходимых |
ис |
||||||
Рис. 2-4. Графики |
г(т) |
при Яі = 1, |
ходных |
статистических |
||||||||
данных — требуется |
опре |
|||||||||||
Я2 = 0 (/); |
Яі = 0, |
я 2=1 |
(2); Яі = |
|||||||||
= я 2= 0 , 5 |
(3 ) . |
|
|
делить |
только |
средние |
||||||
|
|
|
|
длительности |
|
операций |
||||||
|
|
|
|
обслуживания. |
Однако |
в |
||||||
|
|
|
|
них не учитывается то, что |
||||||||
|
|
|
|
продолжительности |
опе |
|||||||
|
|
|
|
раций |
могут |
быть |
и |
не |
||||
|
|
|
|
экспоненциально |
распре |
|||||||
|
|
|
|
делены, |
что |
в |
динамиче |
|||||
|
|
|
|
ском |
режиме обслужива |
|||||||
|
|
|
|
ния |
интенсивности |
прове |
||||||
|
|
|
|
дения |
операций |
|
также |
|||||
|
|
|
|
зависят от времени, что |
||||||||
Рис. 2-5. Графики зависимостей |
при обработке статистики |
|||||||||||
известны лишь оценки ин |
||||||||||||
Wr ОТ X при Я і = 1, |
Я2 = 0 (/); Яі = |
|||||||||||
= 0 , я а=і1(2); Яі = я 2= 0,5(3). |
тенсивностей, |
которые яв |
40
ляются случайными величинами. С учетом этих факто ров можно построить более общие модели следующих приближений. Некоторые из них рассматриваются в § 3-7.
Описанные математические модели могут быть полез ны при приближенном анализе вероятностных характе ристик различных видов технического обслуживания устройств. Первую модель целесообразно применять для оценки характеристик продолжительности технического обслуживания при составлении графиков профилакти ческих и регламентных работ, вторую — для оценки влияния обслуживания на величину определяющих пара метров устройств, третью — для более точного вычисле ния вероятностных характеристик технического обслужи вания с учетом случайной вариации числа операций.
2-4. Качество обслуживаемых устройств
При исследовании качества обслуживаемых систем требуется определить: структуру системы и взаимодей ствие ее элементов, режим использования, состояние, ко торое является отказом системы, процесс возникновения отказов, различные процессы технического обслуживания аппаратуры (восстановление работоспособности после отказов, профилактические работы и т. п.).
Рассмотрение структуры системы позволяет выделить совокупность независимых выходных и обобщенных па раметров, которые позволяют с известной точностью оце нить качество.
Режим использования аппаратуры во многом опреде ляет ее надежность, структуру и организацию различных видов технического обслуживания. Предположим, что для выполнения задания система может быть включена
влюбой случайный момент времени и время оператив ной работы является произвольно распределенной слу чайной величиной. Например, такая модель соответству ет реальному режиму использования электронных систем
вгражданской авиации. Учтем, что за время неиспользо вания характеристики качества систем также могут ухудшаться.
Четкое определение состояния отказа позволяет одно значно оценить характеристики качества. Предположим, что отказ системы наступает, когда любой из выходных
41
параметров принимает значение ниже критического, на зываемого обычно уровнем отказа. Критические значения выходных параметров известны из технических условий для исследуемой системы. Например, в технической до кументации радиолокационной станции, как правило, указывают минимальные значения чувствительности при емника, мощности передатчика и других выходных пара метров.
Возникновение отказов описывается различными ве роятностными законами. Ранее показано, что простейшая с математической точки зрения гипотеза об экспонен циальном распределении времени безотказной работы справедлива только для некоторых, довольно редких про цессов возникновения отказов. Сложный характер отка зов комплексного электронного оборудования, при эксплуатации которого наблюдаются износ и старение, нельзя отразить с помощью простых вероятностных мо делей.
Не накладывая особых ограничений на вид интенсив ности взаимосвязанного появления внезапных и посте пенных отказов, предположим, что эта функция является монотонной и распределение времени безотказной рабо ты относится к классу ОПР.
Процессы технического обслуживания аппаратуры описывают различные вероятностные законы, определяе мые числом и последовательностью проведения опера ций.
Предположим, что наиболее общая вероятностная характеристика — интенсивность обслуживания — явля ется монотонной функцией времени, следовательно, за кон распределения времени обслуживания может быть любым из известных.
С учетом принятых довольно общих гипотез граф обслуживаемого устройства имеет вид рис. 2-6. Новые обозначения на графе:
%і — интенсивность вывода устройства в режим не использования из Sf-ro состояния; р — параметр гаммараспределения продолжительности неиспользования устройства. Второй параметр в этом гамма-распределе нии определяется методом моментов по известным харак теристикам эмпирического распределения.
Динамика исследуемого процесса описывается систе мой дифференциальных уравнений относительно вероят ностей состояний
42
![](/html/65386/283/html_PaWLRsHR6K.p7Wq/htmlconvd-1WEp6h44x1.jpg)
Р'о (0 — — (4) + тіо 4" хо) Po (0 4~ pPN+[-i (0 4"
~Ь ^ Р ДГ ! W 4" !хтР71+т-і (0>
Р \ {t) = - (А, 4 - -Чх + «, + V.) Р , (0 + \ Р а (t) +
4* рР'м+1- 1 + fcfePjv-! (О 4~ Ѵ-тРn+m-i (0>
Р^' ( 0 ~ — Ui 4~ It4" Иі4-Ѵі')Рi (0 4_1lt-iP*-i(0 4~ + pP'N+i—l (0 + ^Рдт_і (0 +
”1 V*mPnfm - 1(4>
P’n-i (0 = — ( 4 - i 4 7!n-i4~xn -i4 v«-i) Pn-i (t) -)- 4~ 1n-äPn-2 (0 4* pPjv+г-і (0 4" ^b-PN- 1(0 4-
4-^mPn+m-, (^)i rt—1
P'n W = — ^iPn (0 4- S *гР* (0 4- Tin -Л -, (0;
|
|
|
|
1 = 0 |
|
P'n+i (t) = |
— ^2Pn+i (0 4- ^Pn (0; |
||||
P!n+m- 2 (0 |
|
P-m-i^n+m - о (0 |
(2-52) |
||
|
-2^Ti4-m-3 (0* |
||||
|
|
«—1 |
|
|
|
■Pn+m - 1( 0 = |
—E ^ P n+m -1 (/) |
jP-n+m - a(0> |
|||
|
|
i=0 |
«—1 |
||
|
|
|
|
||
P'n+m (0 = - |
E,P„+m (0 + £ |
ѴЛ (О! |
|||
|
|
|
|
1=1 |
|
P'n+m-i (0 = |
— S2P„+m- , (0 + ^Ртг+т (4 |
||||
P V 2 W = - ^ - > V 2 (0 + C - A ^ Ä ’ |
|||||
P V i (0 = |
- |
(Я - |
1) ifc P ^ , (0 + |
5*_ ,P „ _ 2 (0; |
|
p 'jv( 0 |
= |
- |
p p « (0 4- 2 |
(0; |
|
|
|
|
|
i - o |
|
P'«+1 W= |
~ |
pP«+i (0 4- pPN(4 |
|||
P «+г- 2 (0 — |
pPN+i—2 (0 4" рРдг+г-з (0> |
||||
P «+/—l ( 0 — |
|
(я ~ |
1) pPn +i—\ W |
__ РР«+г_2’(0- |
43
Трудности решения систем дифференциальных урав нений высокого порядка известны. Однако они вполне преодолимы с помощью электронных вычислительных машин. Для грубых оценок характеристик процесса мож но использовать системы (2-52) более низкого порядка, вводя более жесткие ограничения на отдельные парамет ры и упрощая вероятностную схему. Например, можно учитывать только два работоспособных состояния устройства — две градации качества, можно полагать,
Рис. 2-6. Граф обслуживаемого изделия.
что продолжительности профилактического обслужива ния, восстановления работоспособности, неиспользова ния имеют гамма-распределения с параметрами k = m —
=1=2.
Вто же время в ряде задач целесообразно идти на повышение порядка системы (2-52), чтобы более точно исследовать структуру процесса. Например, иногда це
лесообразно учитывать |
случайность |
числа |
операций |
||||
в различных видах технического обслуживания [см. |
(2-3)]. |
||||||
Решение системы (2-52) имеет вид: |
|
|
|
||||
|
N+1- 1 |
_ |
, |
__________________ |
|
|
|
P i(t)= |
Е " с « е |
|
, i = |
0 , N + |
l - I , |
(2-53) |
|
|
/=о |
|
|
|
|
|
|
где Сіі — коэффициенты, |
которые являются |
функциями |
|||||
интенсивностей |
переходов; |
aj — характеристические чис |
|||||
ла матрицы интенсивностей переходов. |
|
|
|
44
Как видим из рис. 2-6, граф, отражающий структуру процесса, является связным, а сам процесс — транзитив ным ,[Л. 37], поэтому одно характеристическое число ма трицы интенсивностей переходов равно нулю, а все остальные характеристические числа — отрицательны. Следовательно, ряд (2-53) включает постоянную состав ляющую са и переходные составляющие, убывающие с течением времени.
Благоприятным обстоятельством в исследованиях ка чества обслуживаемых систем является то, что в боль шинстве случаев нас интересует лишь установившийся режим процесса — состояние статистического равновесия, которое устанавливается довольно быстро через некото рое время переходного процесса, определяемое величи ной интенсивностей переходов. В этом режиме вероятно сти пребывания устройства в различных состояниях определяют постоянные составляющие ряда (2-53), кото рые называют предельными или финальными вероятно стями. Их и используют для оценки качества.
Коэффициент готовности Кг обслуживаемого устрой ства, коэффициент простоя на восстановлении Кв, коэф фициент простоя на профилактике Кп, коэффициент использования Д'и находят из соотношений
п—1 |
N+1—1 |
n-\-tn—1 |
|
|
|
== 2 |
t Xj |
CU, Кѣ |
2 |
Сг-о, |
|
і = 0 |
i = N |
і = я |
|
|
|
|
Л’— 1 |
|
N + l —1 |
|
|
к а= |
2 |
сг-0; к „ = 1 |
- 2 |
сІ9. |
(2-54) |
|
i~n+m |
|
i—N |
|
|
Как и ранее, закон распределения выходного пара метра устройства определяют приближенно по его мо ментам с помощью разложения в ряд Грама — Шарлье [см. (2-2)]. В некоторых задачах можно ограничиться вы числением математического ожидания и дисперсии вы ходного параметра
п - І N + l - V
Щ := 2 |
~г |
XI У Кіо’ |
; = о |
|
i = N |
|
+ |
(2-55) |
і=.0 |
і=О |
|
где у * і — оптимальные |
квантованные значения, опреде |
|
ляемые из уравнения (2-16). |
|
45
Пример 2-4. Рассмотрим особенности оценки качества обслуживаемого устройства, используемого в случайные периоды времени. Предположим, что время восстановле ния, продолжительность профилактического обслужива ния и продолжительность использования имеют гаммараспределения с параметрами m = k — l= 2.
Для определения предельных вероятностей сі0— обо значим их для краткости Р,- — необходимо решить систе му из восьми алгебраических уравнений
|
-(<*о + *і)Ро + Ъ р , + |
ii,Po — (2a1- v 1+ vt)P 14- |
|
+ * А + рА = о> |
+ рЛ = 0; |
. |
0р 3= 0; |
+ |
|
|
ѵА ~ ^ А = о-, |
|
* , p , - p,p . = 0; |
|
|
рЛ - 2 р*р 7= о. |
||
|
|
|
|
|
|
(2-56) |
|
7 |
|
|
|
|
|
где |
аг- = 7|j -f Яг-, 2 Pj — 1. |
|
|
|||
|
г=о |
|
|
|
|
|
Система (2-56) имеет следующее решение: |
||||||
Ро ==: [З^гРіРгРоРг (2я, 4" V, 4~ V2)] Z |
, |
|
||||
Pi — РМгРтР'гРіРз (^ о "I- 41 ^ |
» |
|
|
|||
Pj = |
[^Р-.Р-зР.Рг^ (2^0 + |
4] |
‘I |
|
|
|
Рз |
І^іРтШРіРа^і 4~“ '’а) (2'*1о "4" 4] 2 |
, |
(2-57) |
|||
Р 4 = |
[Ä & iW eK (2а, + |
V, 4 - V,)] г - |
|
|
||
Р 5 = |
I^A^tV.K (2а, + |
V, + |
V,)] г ~ 1; |
|
|
|
Р6= [^ щ р ^ а , (2т;0+ х)] 2- |
|
|
|
|||
Р7= |
{2?,5ЛР,Р, 1*1 (2т)0+ 4 |
+ |
Я0(2а, 4- V.4-V,)]} г"1, |
|||
где |
|
|
|
|
|
|
г — Р1Р2(2tJ„ 4- К) |
|
4- ?2р.,р.2ѵг + |
Егіх,^ (ѵ, 4- ѵ2) — |
|||
|
— М гРЛ 4 - 2 5 ,^ ,« ,] 4 - |
|
(2p2P,P2 + |
|||
|
+ 2р2Р2и 4- р.2р0и 4- 2pIpaX0) (2a, + v, + v2). |
Воспользуемся полученным решением и графическим анализом для изучения зависимостей характеристик на дежности обслуживаемого устройства от отдельных па раметров процесса. Для упрощения анализа, примем не
■46
искажающее основные за |
Кг |
----— |
||
кономерности |
предполо |
Qts6' 0~s |
||
|
||||
жение о том, |
что ,|1= |2= |
|
|
= & Рі = Р2= |Л; Ѵі= Ѵ2= Ѵ,
'П о = 'П і= 'П . Я о = Я і =■%.
На рис. 2-7 представ
лены |
зависимости |
Кт~ |
||
= Ро+ Рі + Рв+ Рі |
от £р-1 |
|||
при |
ѵа_1= 2 |
(1), |
ѵа_1—4 |
|
(2), |
ѵа_1= 10 |
(3) |
и |
фи |
ксированных |
остальных |
параметрах. Можно заме тить, что с увеличением Ір-1 от 0,5 до 1,5 коэффи циент готовности также растет. Чем больше отношение ѵа'-1 тем меньше абсолютные значения Кт- При дальнейшем увеличе нии £р_1 изменение Кт уже слабо зависит от та-1
І
*3
0,988
0,989
от
zA
Рис. 2-7. Графики зависимости Кг
от gp-1 при ѵа~>=*=2 (1); 4 (2);
10 (3 ).
Кг |
1 |
01=8 |
|
|
/
міится к некоторому по |
|
|
||||
стоянному значению, оп |
// |
|
||||
ределяемому |
величиной |
2 |
3 |
|||
фиксированных парамет |
|
1 |
||||
ров. Отсюда следует, что о,ш |
||||||
|
||||||
■существенное |
увеличение |
|
|
|||
коэффициента |
готовности |
|
|
|||
можно обеспечить, |
если |
|
|
|||
проводить профилактиче |
X |
|
||||
ские |
работы |
с интенсив |
0,988 |
|
||
ностью, равной или боль |
|
-м ~ 1 |
||||
шей |
интенсивности |
вос |
|
|
||
становления |
работоспо |
Рис. 2-8. Графики зависимости /ѵг |
||||
собности |
устройства. |
|||||
Дальнейшее |
увеличение |
от ѵа-1 при £р-1=2 |
(7); 1,5 (2); |
|||
1 (3); 0,5 (4). |
|
|||||
интенсивности |
профилак- |
|
|
тического обслуживания приводит к незначительному вы игрышу в увеличении коэффициента готовности. Измене ние интенсивности ц ухудшения параметра и интенсив ности ■%внезапных отказов характер зависимостей Кт от £р_1 не изменяет, однако с ростом а= г|+ Л падает асимп тотическое значение Кт-
4 7
К„-Ю~3' |
Рисунок |
2-8 показывает, |
||
что относительное |
увеличе |
|||
|
||||
|
ние интенсивности ѵ |
вывода |
||
|
устройства |
на профилакти |
||
|
ческое обслуживание целесо |
|||
3 |
образно лишь при |
|ц - 1> 1, |
||
при значениях ѵсг1> 4 выиг |
||||
'г Ч ' |
рыш в увеличении Кг стано |
N- вится незначительным (кри вая 1 построена при |ц -1 = 2,
|
|
|
|
|
кривая |
2 — |
1= 1,5, |
|
кри |
|
|
|
|
|
|
вая |
3 — £р_1=1, кривая |
4— |
|||
|
|
|
|
|
g p -^ 0 ,5 ), следовательно, |
|||||
с |
|
|
|
IK1 |
если интенсивность профи |
|||||
0,5 |
у1 |
1,5 |
лактического |
обслуживания |
||||||
|
2ß |
превышает |
интенсивность |
|||||||
Рис. |
2-9. Графики зависимости |
восстановления,то интенсив |
||||||||
Кп |
от |
§ц _1 |
при |
v o r1=2 (1); |
ность вывода |
устройства на |
||||
4 (2); |
10 (5). |
|
профилактику должна в 2— |
|||||||
|
|
|
|
|
4 |
раза |
превышать |
сумму |
||
|
|
|
|
|
интенсивности |
ухудшения |
||||
|
|
|
|
|
параметра и |
интенсивности |
||||
|
|
|
|
|
внезапных отказов. Асимп |
|||||
|
|
|
|
|
тотическое значение Кг по- |
|||||
|
|
|
|
|
прежнему определяется |
ве |
||||
|
|
|
|
|
личиной |
фиксированных па |
||||
|
|
|
|
|
раметров. |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
На рис. 2-9 показана зави |
|||||
|
|
|
|
|
симость |
коэффициента |
про |
|||
|
|
|
|
|
стоя на профилактике Кп— |
|||||
|
|
|
|
|
=Рі+Рь от Ір г1 при vor1= 2 |
|||||
|
|
|
|
|
(кривая /),приѵа_1 = 4 (кри |
|||||
|
|
|
|
|
вая 2) и при ѵа_1= 10 |
(кри |
||||
|
|
|
|
|
вая 3). Коэффициент простоя |
|||||
|
|
|
|
|
на профилактике тем боль |
|||||
Рис. |
2-10. Графики зависимо |
ше, чем больше ѵсг1 и |
чем |
|||||||
сти |
Кв |
от |
Sh- 1 |
при ѵа- | = |
меньше £ц_1. При значениях |
|||||
-1 ,2 |
(/); 4 |
(2). |
|
|.г*>1,5 относительное из |
||||||
|
|
|
|
|
менение |
интенсивности |
вы |
вода на профилактическое обслуживание незначительно сказывается на изменении Кп- Рассмотренные зависимос ти также подтверждают вывод о том, что ѵсг1 должно быть равно 2—4. Абсолютное увеличение а = г]- К с к а з ы вается только на увеличении значения Кп-
48
На рис. 2-10 даны графики для коэффициента про стоя устройства на восстановлении Кв. Кривая 1 пост роена при ѵа~1= 1,2, кривая 2 — при ѵа- 1= 4 . Они пока зывают, что Кв незначительно увеличивается при £ц-1> >0,4. Абсолютное значение Къ тем больше, чем меньше ѵа-1. При £и- 1>0,4 величина Кв в основном определяет ся отношением ѵа-1.
Рассмотренный пример и графический анализ показы вают, что, учитывая специфику и структуру решаемых систем алгебраических уравнений, можно относительно просто исследовать довольно сложные вероятностные мо дели функционирования обслуживаемых устройств даже в тех случаях, когда системы (2-52) имеют сравнительно высокий порядок.
Описанная вероятностная модель позволяет без вся ких усложнений учитывать и перемежающиеся отказы обслуживаемых устройств. Для этого необходимо лишь ввести интенсивности обратных переходов марковской
системы по цепи состояний S n, So, S n, тогда циркуляция
марковской системы по кольцу S n, So, Sn в прямом и обратном направлениях будет отражать изменение вы ходного параметра устройства при перемежающихся от казах.
По найденным характеристикам качества обслужи ваемых устройств, входящих в систему, определяют ее характеристики качества. Коэффициент готовности обслуживаемой системы, в которой не применяется ре зервирование устройств [Л. 3]:
ГЛ - 1
|
(2-58) |
где г — число устройств в |
системе; К гі — коэффициент |
готовности і-го устройства. |
Коэффициенты простоя на |
профилактике и на восстановлении системы определяют с помощью ранее найденных коэффициентов для устройств с учетом организации ремонта и профилакти ческого обслуживания.
Законы распределения, а в простейшем случае число вые характеристики обобщенных параметров обслужи ваемой системы определяют, используя уравнения связи (1-2) обобщенных параметров системы с выходными па раметрами устройств.
4—385 |
49 |