![](/user_photo/_userpic.png)
книги из ГПНТБ / Мирцхулава, Ц. Е. Надежность гидромелиоративных сооружений
.pdfВеличина |
*иava |
есть |
статистическая частота отказа (t-v а |
||
в интервале va, то есть a{tv )= |
avJ- . |
|
|||
Итак, статистическая частота отказов подсчитывается по фор- |
|||||
мулам: |
|
|
|
|
|
|
|
|
a(t О = |
|
|
|
|
|
a(t2) = |
|
|
|
|
|
а (Ка) |
mgvg |
(277) |
|
|
|
btaNa |
||
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
, , , |
UTIa |
|
|
|
|
a vr W |
— ДtaN a |
|
Для построения статистической вероятности отказов получим |
|||||
ряд чисел 5 Ь |
S2, .... |
SVa, |
S r,a, |
|
|
где |
|
|
Si = |
me, |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
S2= m ai+ m ai |
|
|
|
|
SVa= m ai+ m aA |
mava |
Рис. 26. Временная эпюра случайной ситуации, сложившейся при /а—1, /а, /а+1 в опытах в сЛучае невосстанавливающейся" системы.
170
Частота |
Sya |
есть |
статистическая |
вероятность |
отказов |
|||||
N„ |
||||||||||
|
|
|
|
Таким образом, |
статистическая |
|||||
Q{tva) в течение «времени 0 |
||||||||||
вероятность |
отказов |
Q( t ) |
подсчитывается |
по |
формулам |
|
||||
|
|
|
|
|
Л 4 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
N„ |
|
|
|
(278) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
Q i K ) = |
N„ |
|
|
|
|
|
Для получения Гор, a, S* и Et |
необходимо |
иметь |
значение |
|||||||
|
|
/V |
|
N„ |
N„ |
|
N„ |
|
|
|
следующих |
сумм |
^ |
iel*> |
2 ^ Д |
и 2 |
/а'я ’ |
так как |
|||
|
4=1 |
|
/в=1 |
4 = 1 |
|
/„=1 |
|
|||
статистическое среднее |
время безотказной |
работы определяется |
||||||||
выражением |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4 |
= |
|
|
|
|
<279> |
Статистическое среднеквадратическое отклонение -времени без отказной работы определяется выражением
/ , «а
° = Т / N 7 , 2 ® - ^ - '
гЛ
статистический коэффициент асимметрии
|
о |
|
Из |
|
|
|
— — > |
|
|
где |
|
|
|
|
N |
|
|
|
N |
ц3= 2 |
^ |
_ЗГср^ |
|
|
и, наконец, статистический |
эксцесс |
определяется |
||
где |
СЧ |
II |
1 |
СО |
ДГ |
|
|
yv„ |
|
Л4 |
|
|
||
*= ± 2 ^~4 i |
2 Щ ад-° ^ 2 ^ |
|||
|
1а=1 |
|
°'в=‘ |
(280)
(281)
(282)
выражением
(283)
ч -здср •
171
При |
построении k(t) используем |
статистическую частоту отка |
|||||||
зов |
a(t) |
и |
статистическую |
вероятность отказов |
Q(/). Статисти |
||||
ческую |
опасность |
отказов |
к (t) |
определяем |
по формуле |
||||
|
|
|
|
т = |
а(0 |
|
(285) |
||
|
|
|
|
P (t)' |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
||
где |
P(t) = |
\ — Q(t) ■— статистическая вероятность |
безотказной ра |
||||||
боты. |
|
|
с выражениями |
(277) и |
(278) |
|
|||
В соответствии |
|
||||||||
|
|
|
|
Р ( К ) = 1- |
|
^ - ч |
|
(286) |
|
тогда |
|
|
|
Nn |
N n |
|
|
||
|
|
maV(Na |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
(287) |
||
|
|
|
k(tva) — ktaNa(Na |
S v^f |
k ta(Na |
S v^ |
Таким образом, статистическая опасность отказов подсчитывает ся по формулам-
W v a)= |
M a{Na- S Va) ’ |
(288) |
|
||
Я( Ч ) ~ |
Ma(Na—Sya) ' |
|
На основании формул (277) и (278) алгоритм получения таких характеристик надежности, как a(t), Q(t), Гср, k(t), a, Su Hf/c ,
может быть представлен в виде блок-схемы, изображенной на рисунке 27.
Эта блок-схема состоит из десяти операторов, каждый из ко торых выполняет достаточно сложную операцию. Логические опе раторы изображены кружками. Если условие, проверяемое дан ным логическим оператором, выполнено, то стрелка, обозначаю щая передачу управления, снабжается знаком «1», в противном случае — знаком «О». Операторы на блок-схеме не требуют до полнительных пояснений, за исключением операторов 6 и 10. Оператор 6 проверяет условие, состоящее в том, что число про деланных осмотров («опытов») меньше данного числа Na-
Оператор 10 проводит расчет статистического среднего вре мени безотказной работы Tcv по формуле (288), статистического среднеквадратического отклонения а по формуле (280), статисти ческого коэффициента асимметрии Sh по формуле (281) и, нако нец, статистического эксцесса Е tc по формуле (283).
172
£>ta, hate
Рис. 27. Блок-схема алгоритма построения статистических,-характе ристик надежности лотковых систем.
При построении статистической средней частоты отказов со(/) весь задний диапазон tn наблюденных значений случайной ве личины То делим на -rim интервалов. При этом величину каж дого интервала получаем равной
- = A L . |
(289) |
173
Рис. 28. Временная эпюра случайной ситуации, сложившейся при 1-м опыте в случае мгновенного восстановления отказавшей системы.
Из рисунков 27 и 28 следует, что момент возникновения от казов в L0 серии осмотров при условии, что после отказа лотки заменяются новыми, определяется по формуле
Л /со
(К, ) |
|
(290) |
JL *ОТ 3= |
<Та |
|
|
С> |
|
|
Е=1 |
|
где Kim= 1, 2, 3... и определяется из |
условия |
|
|
< t a |
(291) |
Если условие (291) не выполняется, то определение моментов возникновения отказов по формуле (290) в 10>-й серии «опытов» прекращается.
Таким образом, в каждой / ш-й серии «опытов» получается ряд сумм вида
„(О _ |
/О) |
_ |
О) |
t |
|
|
|
||
’у |
> |
|
|
||||||
|
/со |
гс. |
|
Zj ГС |
|
|
|||
|
/со |
|
__ |
Чш |
|
|
|||
|
|
|
|
s=i |
|
е |
|
|
|
|
(2) = Д2) _L Д1) _ |
V |
, |
(292) |
|||||
|
/.со |
г с/,со 1 Гс/,со — |
^ |
ш <; |
|||||
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
6 - 1 |
|
|
(К1) _ |
М) |
|
|
|
|
|
к, |
|
|
|
|
|
|
|
2 |
4 |
|||
V-» |
с |
+ С |
|
+... |
|||||
Номера интервалов, |
в которые |
попадают |
с = 1 |
возникно- |
|||||
моменты |
|||||||||
(П |
(2) |
|
(к, . |
|
|
|
|
|
|
|
tQ)) |
. |
рассматриваются |
по фор |
|||||
вения отказов рш/ш, |
|
|
|
|
муле
174
(293)
Д t.
где
V = l , 2, 3, . . , Г] ay tia = U 2, 3, . . Ki
|
|
|
(Лa |
|
|
|
|
целая часть |
Д |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
В интервале с номером |
в который |
попал момент от- |
||||
каза |
ы |
В результате проведения |
N т |
|||
р шг“ > заносится единица. |
||||||
серии осмотров в каждом из |
интервалов |
получаем |
числа |
|||
т |
— количество попаданий значений |
моментов отказов |
в |
ин- |
||
СО |
|
|
|
|
|
|
тервалы. Все числа ряда |
|
|
|
|
|
|
|
Щщ, |
mWv |
тю |
|
|
|
|
|
Ш |
’С |
|
|
|
разделим на общее число, серий, «опытов» Nm и получим частоты, соответствующие каждому интервалу.
(294)
N.. N.. N... N..
Поделив каждый из членов ряда (294) на величины интерва ла Дt m, получим соответствующие значения статистической сред ней частоты отказов:
Следовательно, статистическую среднюю частоту отказов можно подсчитать по формулам:
ГП,.
a(fi)
ю (^2 ) —
"Ч _ 71ц
^ aNa
175
Л ^ць 1с •^ и ) |
|
Формулы |
(289) — (295) |
состав |
|||||||
ляют |
алгоритм |
получения |
со (t). |
||||||||
|
|
Блок-схема этого алгоритма изо |
|||||||||
|
|
бражена на рисунке 29. Из шести |
|||||||||
|
|
операторов, показанных здесь, сле |
|||||||||
|
|
дует пояснить лишь два логиче |
|||||||||
|
|
ских: четвертый и пятый. |
проверяет |
||||||||
|
|
|
Четвертый |
оператор |
|||||||
|
|
условие, состоящее в том, что вре |
|||||||||
|
|
мя |
возникновения |
отказа |
(считая |
||||||
|
|
от |
начала |
осмотра) |
меньше, |
чем |
|||||
|
|
/ ш. |
Оператор |
пятый |
проверяет |
ус |
|||||
|
|
ловие, которое состоит в том, что |
|||||||||
|
|
число серий осмотров меньше за |
|||||||||
|
|
данного числа А/ш. |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
Во всех случаях решения за |
||||||||
|
|
дач исследования надежности си |
|||||||||
|
|
стем могут быть отмечены следую |
|||||||||
|
|
щие основные этапы. |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
1. |
На основании выбранных кри |
|||||||
|
|
териев надежности конкретно фор |
|||||||||
|
|
мулируются |
вероятностные |
харак |
|||||||
|
|
теристики, определяющие надеж |
|||||||||
|
|
ность |
системы. |
|
|
|
|
ха |
|||
|
|
|
'2. |
Выбор |
количественных |
||||||
|
|
рактеристик надежности систем оп |
|||||||||
|
|
ределяет |
и |
вероятностные |
харак |
||||||
|
|
теристики |
надежности |
элементов, |
|||||||
|
|
составляющих систему. |
|
|
|
||||||
|
|
|
3. На основании первого и вто |
||||||||
|
|
рого |
этапов проводится |
построение |
|||||||
|
|
формальной схемы случайных воз |
|||||||||
|
|
мущений, с необходимой точностью |
|||||||||
|
|
воспроизводящей |
реальную |
обста |
|||||||
|
|
новку работы системы. |
|
|
|
||||||
|
|
|
4. Первый, второй и третий эта |
||||||||
|
|
пы определяют характер и струк |
|||||||||
|
|
туру формального описания систе |
|||||||||
|
|
мы и ее функционирования. |
|
|
|||||||
|
|
|
5. |
Конкретный |
характер и струк |
||||||
Рис. 29. Блок-схема алгорит |
тура |
модели |
определяют конкрет |
||||||||
ма построения |
статистической |
ный |
вид |
алгоритма |
исследования |
||||||
средней частоты |
отказов a>(t). |
надежности. |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
Различные критерии надежности |
P(t), Q(t), a(t), h(t), TCp рассчитаны для конкретных лотковых
систем Крымской, Донецкой и Ворошиловградской областей в Голодной'степи. Для рассматриваемых районов количественные характеристики надежности лотков-каналов отличаются между
176
Рис. 30. Распределение характеристик надежности лотковых систем в пе риод старения:
Р ( t) — вероятность исправной работы ; Q (t) — вероятность |
отказов; a (t) — частота |
о тказов; A (t) — опасность отказов; <о (t) — средняя |
частота отказов. |
Рис. 31. Распределение характеристик надежности лотковых систем в период приработки. Обозначения те же, что и на ри сунке 30.
собой. Наилучшими показателями надежности обладают лотки, установленные в Голодной степи, где вероятность безотказной ра боты для семи лет службы P(t) — 0,91 -Г0,955, наихудшими — лот-
1 2 З а к а з 6767 |
177 |
ки в Донецкой и Ворошиловградской областях, где P ( t ) = 0,83-4- 4-0,91. Это объясняется многими причинами: прежде всего разли чием климатических условий (влияние циклов замораживания и оттаивания, снежные заносы лотков и т. д.), неоптимальной техно-t логией изготовления лотков на заводах-поставщиках, неодинако вым обеспечением герметизации швов (применение различных гер метизирующих материалов), использованием различных опор под лотки (применение Голодностепстроем свайных опор значительно уменьшило деформацию и осадку лотковых трасс).
Анализ причин появления дефектов показал, что 55% отказав ших лотков имеет дефект из-за несовершенства стыковых соеди нений, 28% — из-за низкого качества строительно-монтажных работ и 17%— из-за неудовлетворительной эксплуатации системы, при чем из 55% примерно 12% нарушений стыков из-за просадочности грунтов (происходит осадка опор вследствие увлажнения ос нования) .
Результатом обработки статистического материала явилось установление срока службы лотков (25—30 лет) (рис. 30), а также приработочного времени (2—4 года) (рис. 31).
Помимо расчетов критериев надежности лотковых систем, ус тановлена связь надежностных характеристик с технико-экономи ческими показателями. Оптимальное значение надежности и дол говечности устанавливается при условии получения на конечном интервале времени эксплуатации t максимального значения ко эффициента эффективности Ka(t), который определяется как от ношение стоимости товарной продукции, производимой в едини цу календарного времени с помощью данной лотковой сети, к
величине суммарных затрат:
t
СоJ Ки(х)йх
K b ( t ) = ---- :----------------2------------ i---------- — , |
(296) |
[С1-\-Сз(1 —/С)]^+(С2—Сз) J Ku{x)dxJrC i
о
где Ci — часть себестоимости, которая зависит только от кален дарного времени использования лотковой системы;
С2 — часть себестоимости, зависящая от времени %, в тече ние которого лотковая сеть принимает непосредствен ное участие в производственном процессе (время чистой работы);
С3 — часть себестоимости, зависящая от времени tv, в тече ние которого лотковая сеть находится в ремонте;
С4 — стоимость запасных лотков, материала, необходимого для проведения текущего ремонта и профилактики си стемы на протяжении всего календарного срока службы (сюда могут быть включены и другие расходы, косвен но связанные с обеспечением производства);
Ки — коэффициент использования системы.
178
Г л а в а V
ЭКОНОМИЧЕСКИЕ ВОПРОСЫ НАДЕЖНОСТИ
Проектируя тот или иной объект с определенными технически ми характеристиками, проектировщик должен учитывать вопро сы надежности. Конкретные задания по надежности и оценка их выполнения на всех этапах создания и эксплуатации объекта по могут выявить наиболее слабые места и решить ряд задач по оптимальному проектированию, резервированию, выбору качест ва запасных частей, установить периодичность и степень профи лактических мероприятий. Для этого необходимо использовать всю информацию по эксплуатации объекта.
Любое требование по надежности должно быть обоснован ным. При проектировании важно знать, какой ценой достигнут желаемый результат, так как легче всего разработать и построить объект без экономических ограничений. Но таких объектов на практике не существует.
Применяемая ныне методика определения сметной стоимости объекта без учета показателя надежности неправильна, так как в отдельных случаях проектировщики в погоне за уменьшением сметной стоимости значительно снижают надежность и долго вечность объекта, что приводит к увеличению эксплуатационных расходов.
Надежность и долговечность можно повысить до любого уров ня, увеличив запасы, затраты. Естественно, риск выхода из строя объекта при этом снижается, стоимость объекта увеличивается. Поэтому необходимо стремиться к оптимальному соотношению между стоимостью и риском.
Экономичным считается объект, оптимальный для заданных условий работы и эксплуатации. Экономичность конструкции оп ределяется затратами на ее разработку и эксплуатацию.
Задача при проектировании состоит в том, чтобы производ ственные возможности оптимальным образом согласовывать с экономической характеристикой. Под оптимальным уровнем ка чества объекта понимается такое [22, 25, 52, 59] сочетание его различных свойств (технических, экономических, эстетических), которое ^обеспечивает определение потребности с минимально возможными издержками на их создание и эксплуатацию.
При проектировании различных несложных систем применя ют простой практический метод проб и ошибок, позволяющий установить область оптимальных параметров. Однако при слож
12* |
179 |