книги из ГПНТБ / Князев А.Д. Элементы теории надежности радиоэлектронной аппаратуры учеб. пособие
.pdfВведем безразмерное время -=. , подставив (3-9) в
(3-5), чтобы получить связь между функцией надежности и средним временем безотказной работы
t |
|
P(t)=e~ f . |
(3-10) |
Полученная зависимость представляет собой тот же экс поненциальный закон надежности. Такие же приближенные формулы как (З-б) и (3-7) можно получить в преобразо ванном виде
К экспоненциальному закону надежности можно придти из функции распределения Пуассона, которую называют «законом редких событий» или «законом малых чисел». Рас пределение Пуассона характерно для таких случайных со бытий, которые возникают конечное число раз в длитель ной серии независимых друг от друга опытов, причем число этих событий мало по сравнению с общим числом опытов, а среднее число событий (математическое ожидание) по стоянно в единицу времени.
Распределение Пуассона встречается при анализе раз личных физических явлений. Например, такие случайные события, как распад атома радиоактивного вещества, обрыв нити на ткацко-прядильном станке, соединение между або нентами телефонной станции, являются событиями, вероят ность которых соответствует распределению Пуассона. Действительно, в этих примерах число ситуаций (число опытов) очень велико, но число событий, о которых идет речь, наоборот, очень мало. Число атомов даже в неболь шом объеме вещества огромно, но в единицу времени из них распадаются лишь немногие, число нитей весьма вели ко, но обрываются лишь некоторые, число возможных ком бинаций соединений абонентов тоже велико, но соединя ются, скажем, за один час сравнительно небольшое число абонентов. Характерным для таких случайных событий яв ляется постоянство их среднего числа в единицу времени (например, постоянство среднего числа распадающихся ато мов), и именно устойчивость этого числа при многократ ном воспроизведении опытов есть объективно существую щая характеристика указанных физических явлений.
40
Аналогичные закономерности случайных событий свой ственны и внезапным отказам изделий. Эти отказы возни кают несмотря на то, что в материале изделия еще не про изошло существенных физико-химических изменений, ха
рактерных для износа и старения, постепенно |
снижающих |
|
его стойкость к воздействию внешней среды. |
Статистиче |
|
ские испытания при этом могут показать, что |
в среднем |
|
надежность изделий высока, но тем |
не менее |
внезапные |
отказы проявляют себя как редкое |
событие при большом |
числе опытов. Важными обстоятельствами при таких опы тах являются постоянство (или почти постоянство) средней величины числа отказов и ее совпадение с величиной дис персии (разбросами числа отказов). Иными словами, если числовые характеристики статистического распределения отказов — математическое ожидание и дисперсия (разбро сы от этого математического ожидания) — равны или близ ки друг другу, то с большим основанием можно полагать, что такие отказы по своей природе являются внезапными и закономерность их появления можно выразить распределе
нием Пуассона. Именно для распределения Пуассона |
ха |
|
рактерно совпадение |
его числовых характеристик, |
когда |
для полного анализа |
вполне достаточно знать только |
одну |
из них (обычно математическое ожидание). Другие, распре деления вероятностей требуют знания более, чем одной числовой характеристики.
Следовательно, в период нормальной эксплуатации из делия (второй участок ^-характеристики), когда отказы проявляются как редкие случайные события, их закономер ность подчиняется распределению Пуассона.
Общая формула распределения Пуассона, выражающая вероятность появления п событий за интервал времени t, записывается в следующем виде:
РпЧ)=-^е-«, |
(3-11) |
я! |
|
где п — целые положительные числа 0, 1, 2, 3 и т. д.;
а — среднее число событий в заданный интервал вре мени t.
Пользуясь обозначениями теории надежности, можно за писать, что
a=Xt,
где Л — среднее число отказов в единицу времени.
41
В таком случае выражение (3-11) принимает вид
Л Л О ^ - ^ е - Ч |
(3-12) |
ni
Это уравнение позволяет определить вероятность любо го числа внезапных независимых друг от друга отказов в заданный отрезок времени, начиная от п=0. Если же опре делить отказы за очень продолжительное Бремя (в пределе t-+co), то сумма вероятностей всех отказов, т. е. полная группа вероятностей, должна равняться единице
|
ее |
|
|
|
|
|
|
|
£ р „ ( 0 = і- |
|
|
(3-13) |
|||
|
п-0 |
|
|
|
|
|
|
Развернем эту сумму, давая в формуле |
(3-12) |
последова |
|||||
тельные значения для числа |
отказов п=0, |
1, 2, 3, ... и т. д. |
|||||
e - » + l L e - ^ - W ! . e - » | B l e - Ä |
4 . . |
.=1.(3-14) |
|||||
1! |
2! |
|
3! |
|
|
Ѵ |
' |
Первый член ряда есть ни что иное, как вероятность без |
|||||||
отказной работы изделия |
(число отказов |
п=0) |
за |
время |
|||
/, т. е. экспоненциальный |
|
закон |
надежности |
(уравнение |
|||
(3-5)). Следовательно, этот закон — частный случай |
рас |
||||||
пределения Пуассона. |
|
|
того, что за тоже |
время |
|||
Второй член |
— это вероятность |
||||||
произойдет один отказ изделия |
|
|
|
|
|||
|
Q, = |
We-". |
|
|
|
(3-15) |
|
Третий член |
— вероятность того, что при тех же усло |
||||||
виях в изделии произойдут два отказа |
|
|
|
||||
|
Q* = |
J%re-xt |
|
|
|
<3-16) |
|
и т. д. |
|
|
|
|
|
|
|
Следовательно, ряд (3-14) можно записать в виде |
|
||||||
P(t) |
+ Ql(t)+Q2(t) |
+ Qs(t)+ . . . . = 1 , |
(3-17) |
представляя, что он является суммой всех несовместимых состояний изделия, его надежности и ненадежности. Зави симость членов этого ряда от времени можно представить графиками (рис. 15), предполагая, что масштаб оси орди-
42
нат выражен в долях среднего времени безотказной работы - J (безразмерное время) и что в каждый произвольный
момент сумма всех членов ряда соответствует уравнению (3-14). Так, например, для значений t, равных 0,1 Г, 0,5 Т и Т, вероятности определенного числа отказов приведены в табл. 3-1.
mm
" N 1 I I п
0,8 К
Рис. 15. Графики функций надежности и отказов изде лия в период .нормальной эксплуатации
|
|
|
|
|
|
Таблица |
3-1 |
|
Относи |
Надеж |
|
Вероятность |
числа |
отказов, |
Уо |
|
|
тельное |
ность |
|
|
|
|
|
|
|
время |
P(t)% |
Qi (t) |
С. (0 |
Qs (0 |
|
Qt |
(t) |
|
|
|
|
|
|||||
г = о , і |
Т |
90,5 |
9 |
0,45 |
0,015 |
4 - Ю - 4 |
8-10-6 |
|
г = 0 , 5 |
Т |
60,7 |
30,3 |
7,9 |
1,26 |
0,16 |
0,016 |
|
t=T |
|
36,8 |
36,8 |
18,4 |
6,13 |
1,53 |
0,306 |
43
Отметим, что анализ внезапных отказов |
за |
время |
> Т |
практически не имеет смысла. Дело в том, |
что |
при |
t=T |
величины надежности (табл. 3-1) |
|
|
|
P ( t ) = - L ^0,37, |
|
|
|
е |
|
|
|
что по современным представлениям является низкой вели чиной. Это значит, что при испытаниях на надежность, на пример, ста однотипных изделий, в течение Т безотказно проработают только 37 изделий, а остальные 63 выйдут из строя (см. рис. 14). При испытании на надежность слож ного изделия, состоящего из большого числа элементов, за тоже время Г, как следует из табл. 3-1, возникновение двух
Рис. 16. При расчетах надежности радиоэлектрон ного аппарата по признаку внезапных отказов часто используется только начальный участок экспоненциальной зависимости функции надеж ности
независимых отказов (вероятность более 18%), трех неза висимых отказов (вероятность более 6%) и т. д. также оз начает высокую вероятность выхода изделия из строя.
При |
относительно малых |
значениях |
X величина Г ока |
|
зывается |
настолько большой |
(например, |
при À = 10- 5 |
1 |
|
час
44
величина T—IO тыс. часов), что за это время многие изде лия изнашиваются. При этом ^-характеристика соответст вует третьему участку (см. рис. 7), когда использование распределения Пуассона неправомерно. Таким образом, время Г оказывается, практически, более длительным, че>' время нормальной эксплуатации изделия. Следовательно, для определения интервала времени, Б течение которого справедлив экспоненциальный закон надежности, необходи ма дополнительная информация о протяженности во вре мени зторого участка Я-характеристики, т. е. сведения о техническом ресурсе и долговечности изделия.
Практика показывает, что целесообразным является рас
чет за |
время t < Т. |
Например, |
при времени |
испытаний |
і — 0,2Т |
надежность |
изделий |
Р(£)>0,81, при |
t=-0,l Т на |
дежность Р(£)>0,9 и т. д. На рис. 16 показана часть кри вой функции надежности на отрезке времени от £ =0 до £=0,1 Т, на котором часто производится оценка вероятно сти внезапных отказов.
Итак, распределение Пуассона не только подтверждает экспоненциальный закон надежности, но и позволяет ана литически определить вероятность возникновения одного, двух и более отказов изделия в заданный отрезок времени. Однако, чтобы пользоваться этим распределением, необхо димо сделать еще некоторые уточнения.
В теории вероятностей есть понятие «поток событий», под которым подразумевается последовательность однород ных событий, возникающих случайно друг за другом. Если за бесконечно малый интервал времени в потоке исключе но появление двух и более событий, то он называется ор динарным. Если возникновение событий (в нашем случае, отказов) не зависит от числа и характера возникновения отказов до начала времени отсчета to, поскольку события определяются различными, не связанными друг с другом причинами, то это поток без последействия. Если вероят ность появления определенного числа событий не зависит от начала времени отсчета ^о, а зависит только от длитель ности времени наблюдения, т. е. если плотность потока по явления событий постоянна во времени, то он называется стационарным. Поток случайных событий, характеризую щийся ординарностью, отсутствием последействия и ста ционарностью, называется пуассоновским. Поток внезап ных отказов изделий в период их нормальной эксплуата-
45
Цйй является пуассоновскйм потоком. Ё этот период плот ность потока событий постоянна (А, —const) и среднее чис ло событий в произвольно выбранный промежуток времени т пропорционально его длительности іЯгс.
Теперь рассмотрим последний участок А-характеристи- ки, где преобладают постепенные отказы, которые не под чиняются условиям пуассоновского потока, поскольку здесь отсутствует стационарность появления событий и имеется последействие. В самом деле, момент постепенного отказа
зависит |
от |
начала отсчета времени, |
так как он |
является |
|
следствием |
медленного накопления |
изменений |
параметра |
||
изделия |
в функции времени. Последействие здесь |
прояв |
|||
ляется в |
том, что изменение параметра в каждый |
момент |
|||
времени |
зависит от того, насколько изменился этот |
пара |
|||
метр от |
номинального значения за |
предшествующее |
время. |
С другой стороны, постепенные отказы зависят от боль шого числа различных причин, каждая из которых вносит свой «случайный вклад» в процесс изменения параметров изделия. Поэтому здесь оказывается справедливым нор мальный закон распределения вероятностей (закон Гаусса). Как известно, он применяется для анализа случайных со бытий, являющихся следствием действия большого числа независимых друг от друга факторов, близких примерно по своему удельному влиянию на эти события.
Нормальное распределение, например, имеет место в рассеивании при всех видах стрельбы. Это рассеивание яв ляется следствием элементарных погрешностей из-за боль шого числа случайностей: неточности в изготовлении сна ряда, неточности определения координат цели, неточности наводки и т. д.
Нормальное распределение имеет место при анализе по грешностей измерений, являющихся следствием большого числа случайных ошибок: неточности измерительного при бора, изменения параметров окружающей среды, неточность субъективной оценки оператора и множества других при чин, учесть которые не всегда представляется возможным.
Как отмечалось, постепенные отказы изделия также оп ределяются большим числом случайных факторов. Необра тимые процессы старения являются функцией энергии, по глощаемой изделием из внешнего пространства, благодаря чему в его материале возникают химические реакции (воз действие влаги, кислорода), создаются физические дефор мации молекулярной структуры материала (воздействие
46
механических, электрических, тепловых и других сил), про исходит диффузия между составными частями материала (например, в катоде электровакуумного прибора) и т. д. Постепенному изменению параметров изделия способству ют неоднородности материалов (посторонние включения, микротрещины), различия в электрической и механической прочности отдельных участков материала (преимуществен но «слабых звеньев»), различия в степени поглощения энер гии такими участками, а также в степени ее рассеивания и другие факторы. Чем больше запасы электрической и ме ханической прочности изделия, тем позже наступает кри тическое состояние износа и старения, при котором пара метры изделия изменяются настолько, что выходят за пре делы допусков ТУ. Процессы старения убыстряются лри повышении температуры окружающей среды, поскольку
t
Pwc. 17. В партии однотипных конденсаторов пробивное
напряжение |
Ѵпроб достигает |
рабочего' |
напряжения |
|
Краб в различное время эксплуатации |
от |
/ 2 ДО tz |
||
Пунктирная |
линия—усредненная |
зависимость |
изменения |
^проб со временем
все тела способны поглощать и рассеивать тепловую энер гию. Например, считается, что при повышении рабочей температуры на каждые 10°С долговечность некоторых изо ляционных материалов уменьшается вдвое.
Перечисленные факторы по-разному влияют на |
про |
цесс старения ъ тех или иных экземплярах изделий |
даже, |
если они однотипны и изготовлены по одинаковому техно логическому процессу. Это приводит к дисперсии сроков старения и износа изделий в условиях эксплуатации. Так, например, при испытаниях на старение под напряжением
47
партии однотипных конденсаторов, изготовленных по оди наковой технологии, снижение величины пробивного на пряжения (см. рис. 2) характеризуется дисперсией времени пробоя (рис. 17). Это означает, что разные экземпляры такой партии в различное (случайное время от t% до U ста реют до состояния, при котором пробивное напряжение становится равным рабочему, имея математическое ожида ние времени работы до пробоя т. Если такую партию из достаточно большого числа конденсаторов разделить, ска жем, на три равных части и первую из них испытать на пробой в момент ^о = 0, вторую в момент Ь>Аз и третью — в момент tï>l\ (рис. 17), то можно ожидать, что дисперсия величины пробивного напряжения будет увеличиваться со временем, а математическое ожидание этого напряжения
|
|
|
nft)S 'npoS |
'npof |
|
Рис. |
18. Распределение |
вероятностей |
W{Vnpo6) |
в пар |
|
тиях |
однотипных |
конденсаторов подчиняется |
усеченно |
||
му нормальному |
закону |
(сплошные кривые). Недостаю |
|||
щая |
часть до полного |
нормального |
распределения по |
||
|
|
казана пунктиром |
|
|
уменьшаться, т. е. Ѵ°проб>Ѵ'Пр0б>Ѵщюб. Изменение запаса электрической прочности конденсаторов со временем ха рактеризуют распределения вероятности значения пробив ного напряжения Ѵщюб в каждой из испытуемых частей пар тии. Эти распределения должны быть близки к нормально му закону (рис. 18) или, вернее, к усеченному нормальному закону, поскольку здесь нет основания рассчитывать на ве личины Ѵдроб = ± со.
Для аналитического расчета величины надежности по признаку постепенных отказов надо располагать экспери-
48
ментальными данными по старению изделия, которые опре деляются статистическими методами. Получение этих дан ных значительно сложнее, чем À-характеристик изделия по знезапным отказам. Дело в том, что в случае постепенных отказов требуются более полные и более длительные испы тания, поскольку надо пройти цикл нормального использо вания изделий и определить старение в условиях, близких к эксплуатационным.
Как уже отмечалось, для постепенных отказов характер ны такие изменения параметров, которые выходят за преде лы допусков, установленных на эти параметры. Правильное определение допусков в производстве, когда еще не дейст вуют факторы старения в полной мере, само по себе пред ставляет сложную задачу. Для сравнительно простых изде лий допуски на их параметры часто могут определяться тех нологией производства и находят соответствующие обосно вания. Для более сложных изделий, таких, как функцио нальный узел, блок, аппарат и пр. определение производ ственных допусков нередко не получает необходимого обоснования. Особенно осложняется задача определения допусков с учетом старения параметров в функции време ни.
Это объясняется тем, что сложное изделие состоит из ряда простых, каждое из которых имеет свою закономер ность старения. Пои этом между ними существуют свои функциональные связи, по-разному влияющие на процесс старения выходного параметра сложного изделия. Для при мера, уменьшение крутизны лампы усилительного каскада за нижней предел допуска может привести к постепенному отказу каскада по его выходному параметру—коэффици енту усиления. Однако, если в каскаде изменить функцио нальные связи путем введения отрицательной обратной •связи, то при такой же величине уменьшения крутизны лам пы может и не быть постепенного отказа каскада.
Роль постепенных отказов при выходе из строя радио электронной аппаратуры велика. Так, например, по зару бежным данным в 91% случаев отказы электровакуумных приборов в наземной стационарной аппаратуре определя ются постепенным изменением параметров, в то время как их внезапные отказы составляют всего 9%. При испыта ниях полупроводниковых приборов чаще всего (в 90% слу чаев) наблюдается отклонение параметров от ТУ, в то вре-
4—2468 |
49 |