Добавил:
Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

книги из ГПНТБ / Коваленко И.Н. Полумарковские модели в задачах проектирования систем управления летательными аппаратами

.pdf
Скачиваний:
9
Добавлен:
23.10.2023
Размер:
7.56 Mб
Скачать

мопта система считается полностью обновленной. Ава­ рийно-профилактический ремонт длится конечное время и стоимость его проведения равна са.п. Если при контро­ ле выяснено, что не произошло отказа ни одного из по­ следовательно работающих элементов, а число отказов параллельно работающих элементов не превосходит т, то осуществляется либо замена отказавших элементов (проводится плановая предупредительная профилактика

системы, длящаяся

конечное время, причем стоимость

ее проведения есть

сп.п) и проверка, неотказавших, либо

принимается решение об эксплуатации системы в тече­ ние времени At до следующего момента контроля, и да­

лее. описанная процедура принятия

решения

повто­

ряется. Очевидно, са.п>сп.п. Считаем,

что момент to= 0

есть момент последней регенерации.

п) число

отказав­

Обозначим через Of, (Аі= 0, 1,...,

ших элементов в системе в момент наблюдения

/,• (/ = О,

1, 2, ...). Решение о контроле, о проведении профилакти­

ки или ремонта системы принимается

в зависимости от

значении

Х,-(Х,- = 0, 1,..., п) и

k (/= 0 ,

1, 2. .. ) .

 

Как и в задаче, описанной выше,

выбор

стратегии

обслуживания

системы определяется

разбиением обла­

сти А = {Х{, /і}

(в рассматриваемом случае

вновь

0; =

= ti) на

непересекающиеся

подобласти

Аіу А2,

/13

(/К U А2 U АЪ=А), при попадании в которые

точки

і,

ti\ принимается

решение соответственно

о

проведении

контроля, профилактики или ремонта.

 

 

 

что­

Наша задача заключается по-прежнему в том,

бы некоторым оптимальным

отказом

определить обла­

сти А1 и Л2. Для решения задачи вновь воспользуемся

критерием Met. Отметим, что по аналогии с выражения­ ми (4.43) и (4.44) для рассматриваемого случая можно записать

N

_

1 - Г |

JFlVk)

11

F iih -1)

J-i

 

1 -

п

_ф/ (<*)

ф/ (Д- О

 

f 1 1 f а>■

 

 

 

(4. 45)

( са.н|

“ ^if п)

'— О

где

і2, . .., /„ — номера

отказавших элементов

парал­

 

лельной

группы к моменту /л_(, при­

 

чем 0 < q < m , F(t) = 1—F(t),

Ф(і) =

 

= 1 - Ф ( 0 .

 

150

Ясно, что все точки { ^ -ь

4 -і},

удовлетворяющие

условию (4.45), принадлежат области

 

 

 

 

 

С о е д и н е н и е

э л е м е н т о в

с н с т ем ы

по

в е т в я щ е й с я с х е м е

 

 

 

 

 

блока

Пусть элементы системы или ее отдельного

соединены по ветвящейся схеме

(рис. 4.9). Все элемен­

 

 

ты нагружены

и рав-

 

 

нонадежмы. Число вет­

 

 

вящихся

структур рав­

 

 

но I.

 

 

 

 

 

 

 

Так как все они оди­

 

 

наковы, то мы сначала

 

 

рассмотрим

одну

вет­

 

 

вящуюся

 

структуру

 

 

(рис.

4.10),

 

которую

 

 

будем характеризовать

 

 

«коэффициентом

вет­

 

 

вления»

К и количест­

 

 

вом

«рангов»

М.

Для

 

 

определенности

оста­

 

 

новимся

на

структуре

 

 

 

РангИ РвнгШ Ранг!?Ранг7

Рис. 4.9.

Структура

ветвящемся

Рис. 4.10. Ветвящаяся струк-

схемы соединения элементов снс-

тура

 

тем ы

 

 

с К = 4 и

М = 5.

Считаем, что

в структуре допустимое

число отказов входных элементов равно т (всего на вы­ ходе структуры имеем Км~' элементов, считаем также,

что mq(KM~')),0<q<l.

Обозначим через р{1) вероятность того, что любой из элементов структуры не откажет за время t.Тогда

q(t)= l~p(t).

151

Так как для рассматриваемой системы информацию о состоянии каждого ее элемента в дискретные моменты

наблюдения

(/ = 0, 1, 2,...)

использовать для

принятия оптимальных решений на

обслуживание си­

стемы [см. формулу

[4.45) J, не представляется возмож­

ным [здесь возникает необозримо большое число вари­ антов при .определении условной вероятности — см. ле­ вую часть выражения (4.4b[J, то контроль состояния си­ стемы будем осуществлять путем наблюдения за состоя­ нием ее выходных элементов. Стоимость контроля как и ранее учитывать не будем.

Если и момент контроля обнаружится отказ (m+ 1) -го элемента на выходе ветвящейся структуры, то систе­ ма подвергается плановому авариино-профплактическо- му ремонту. Считаем, что после ремонта система обнов­ ляется. Стоимость проведения этого ремонта по-прежне­ му равна са.д-’

Если при контроле выяснено, что число отказов вы­ ходных элементов не превосходит т, то осуществляется либо замена всех отказавших элементов (проводится плановая предупредительная профилактика системы, стоимость которой равна спм) и проверка иеотказавших, либо принимается решение об эксплуатации системы в

течение времени Лі до следующего момента

контроля.

Далее, описанная

процедура принятия решения

повто­

ряется. ичевидно, что са.п.>сп.п-

 

 

 

Считаем, что момент

t0 = Q есть

момент

последней

регенерации. Если

через

А*= 0, 1,..., іп+1

обозначить

число отказавших

выходных элементов системы

в мо­

мент наблюдения

Zf (i = U, i, 2, .. .),

то решение о конт­

роле, о проведении профилактики или ремонта системы принимается в зависимости от значении Aj, Z*.

Вновь выбор стратегии обслуживания

системы опре­

деляется разбиением области л={А*,

на

непересе-

кающиеся подобласти Аи Д2, А3 (AiU A2

UЛ3=А),

при

попадании в которые точки {А*, /Д принимается

соот­

ветствующее решение о проведении контроля,

профи­

лактики или ремонта системы.

 

 

 

Задача остается прежней: определить некоторым оп­ тимальным образом области Аі и А2. Для этой цели ис­ пользуем опять критерий Мсг, однако, прежде чем в

данном случае написать выражение, аналогичное (4.45), определим сначала функцию распределения времени до

152

отказа рассматриваемой системы (а значит, и ее на­ дежность) .

Рассмотрим сначала однѵ ветвящуюся структуру с произвольными величинами К и М и определим для нее вероятность того, что за время t на выходе откажѵт т элементов; обозначим эту вероятность через Рт(К, М, t).

Выпишем рекуррентные соотношения для вероятно­ стей PAK, L, О по L (O^'s^K1-). Предположим, что нам известна вероятность Р?(К, L, t) при некотором фиксированном L —1) для всех s. Определим вероятность PS(K, L + \ , t):

гл

P J K ,

L + 1 , f . ) = V

P n{K, L, t) Cs-'nK

ns-"«(t)qK s

(/),

 

nTi

 

 

KL-"K

(4. 46)

 

 

 

 

 

где

— целая часть

числа

, 0

 

 

Очевидно, для L — 1

(начальные условия):

 

Я0Х ,

1, і ) = п г(іУ,

Ру(К, М ) =?(*);

0 < s < / X ,

'

 

1 < 7 < Л 4 - 1 .

(4.47)

Следовательно, вероятности Ps (К, М, t) и Рт (К, М, t) молено подсчитать рекуррентно.

Для рассматриваемой системы в целом (т. е. для че­ тырех ветвящихся структур) вероятность иметь за вре­ мя t не более 4т отказавших элементов на выходе за­ пишется так:

4т 4m—s, 4m-s,—s- 4m—Sj—s^—s,

/>4«w=?(/)= 2 2 2

2 р*лк,м,і)х

Ji-=0 Ss=0

s,=0

X Ps, (K, M, t)Ps,(K, M, t)Ps, (K, M, t). (4.48)

При этом, очевидно, области суммирования выбираются так, что S1 + S2 + S3 + $4 < 4 т , т- е-

0 < s 4< 4 m — — s2 — s3; 0 < s 3< 4 m —sx —s2; 0 < s 2< 4 m - ^ ; 0 < s 1< 4 m .

153

Теперь для системы запишем выражение, аналогич­ ное (4.45):

1___----------------------------------------

 

 

,

(4.49)

F (tfc— | )

( С р . п

г , г > п ) ( / г ■ 1 )

 

где F(t) определяется зависимостью (4.48).

 

Алгоритмом

(4.49)

следует пользоваться при X/,_t<

< 4 т. Все точки

{Х„-и

h-i},

удовлетворяющие условию

(4.49), принадлежат области А і.

4.5. ПЛАНИРОВАНИЕ ОБСЛУЖИВАНИЯ СИСТЕМЫ

И ОТДЕЛЬНЫХ ЕЕ ЭЛЕМЕНТОВ ПРИ ХРАНЕНИИ

Определение плена проверок хранящейся системы при полном отсутствии информации о ее надежности. Случай конечного времени

Пусть новая система (блок, узел и т. п.), о надежно­ сти которой ничего не известно, должна храниться в те­ чение заданного календарного времени Т. Во время хра­ нения система может отказать. Для поддержания ее готовности к работе назначаются проверки. Если учесть стоимость проверок и потери от пребывания системы пос­ ле отказа в неисправном состоянии, то ясно, что, с одной стороны, нельзя слишком часто назначать эти проверки, а с другой, — редкие проверки также приводят к боль­ шим потерям. (Вместо введенных здесь стоимостей про­ верок и затрат от пребывания системы в состоянии от­ каза можно рассматривать средние времена проверок и время пребывания системы в состоянии отказа. В этом случае решаемая ниже задача приводит к оптимизации плана проверок системы по готовности).

Считаем, что F(t) — функция распределения време­ ни до отказа £ — неизвестна. Если в системе произошел отказ при хранении, то во время очередной проверки (при реализации выбранного плана проверок) он выяв­ ляется с вероятностью р. План проверок системы будем задавать последовательностью чисел

х0 = 0 < Х і < х 2< . .. < х „ < х п+і = Т.

Пусть Gxn(£) является функцией потерь, которые

имеют место, если отказ системы происходит в момент £ и принят план проверок Хп = (xh х2, . . хп) . Так как си­

154

стема хранится в течение времени, не превышающего Т, то будем считать Gxn(ty=Gxn (Т), если £>7\

Выражение для средних потерь за период хранения системы Т будет иметь вид

М

Л

П(5)= ( GXn(u)dF{ii) + Qxn{ T) {\ - F{T) \ .

(4.50)

 

 

о

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

В связи с тем, что функция F(t)

неизвестна,

будем

определять такой план проверок Z*, при котором дости­

гает минимума supyWcOx

(l)=!i x ,

т. е. необходимо оп-

 

 

р

 

И

П

 

 

 

 

 

 

ределить

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

|хл-* =

тіп[ху

 

 

 

 

 

(4.51)

 

 

 

 

 

X ,

 

 

 

 

 

 

 

Решим задачу

для

функции

Oxß)

следующего

вида:

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

пс, Ü>7;

 

 

 

 

 

 

 

 

'

 

 

пс + ѵ{Т — \), х п<_ ^<Т\

 

 

 

 

 

 

 

 

k c ^ р[ѵ{хк+1—\)-\- с\-\- р 2

 

(1 — РУ У\

сз

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ю

 

 

X

(хи+*+і—£)-Hs+ *) СН~

 

 

 

 

+ { \ - р ) п- к[ ѵ { Т - \ ) + {ѣ- к)с\,

 

 

 

 

 

 

\ X k < i;

 

 

(Ä = 0,

1 , ■ j

П

l)i

 

 

 

где

с стоимость одной проверки;

от

пребывания

си­

 

и — потери в единицу времени

 

 

стемы в состоянии отказа.

Oxß.)

при Хь.<1^

 

Преобразуем

выражение

для

<g;X)t+u введя обозначения: k + s = i;

q = \ р.

Тогда

по­

лучим

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Охп(У=

Р {k “Ь1) с лг Pv ixk+i

0 ~f

 

 

 

+ р

2

К* + 1 ) с +

X» (JC,+i-i)] +

<7nfc[«c +

'y (7'-^)]=

 

i=fc+l

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

=

g(JCx, X2, . . . ,

x„,

£) (/e—0,

1, . . . ,

n — 1).

(4. 53)

155

С учетом

соотношения

(4.53) перепишем

выраже­

ние (4.52):

 

 

 

 

 

пс,

£ >Г;

 

 

 

 

О ,ѵ,(8= nc-\-v{T — Q,

-v„ <

£ < 74

 

 

g (x v .. ., x„;

$), -vÄ< ^ < ^ +1 (A = 0, 1, . . . ,

n —1).

Средние потери MpG являются линейным функциона­

лом относительно функции

F. В силу следствия

1 (см.

леммы 4.1 it 4.2), излагаемого ниже, supMjrG

достигает?

 

 

 

F

 

 

ся на вырожденной функции распределения со скачком в некоторой точке х. Для вырожденной функции распре­ деления F(t)MFG = G x n(x)] поэтому

f\v„=^uP MFQ = max Gx

{х).

О < л* < 7

 

Из выражения (4.52) следует, что

 

max Gx (х) =

 

О<л-<Г

 

= max g ( x u . . хп; хл + 0) = g ( x u ..

*s+ 0),

л

 

где xs— точка максимума.

 

Таким образом, максимальные средние потери дости­ гаются на вырожденной функции распределения FStX со скачком в точке xs.

Найдем оптимальный план проверок X*. Обозначим через Сп класс проверок объема п. Тогда для класса

проверок См, объем которых не превышает М, имеем

См — U Сп.

п < М

Обозначим через Сп* (Cn*<zzCn) класс проверок объ­

ема п, для которого Хі,.. ,,хп определяются

из условия:-

§ 0 ^ 1 > • • • I

-^ /р

Х

о

S

(-Хі, ■ • ■ ,

Х п,

A l j - j - O ) ;

 

=

. . . =

g

{

x

хи\ Л 'л + 0);

 

(4. 54)

 

 

См*— U Сп-

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

л<Ж

 

проверок X * ^ C N*,

Докажем, что оптимальный план

т. е. число проверок в оптимальном

плане

не превосхо­

дит N*, где N * — максимальное

положительное число,

для которого выполняется неравенство

 

 

 

 

7 Ѵ ( 7 Ѵ - 1 ) < — .

 

(4.55)

156

 

П у с т ь Х п — п р о и з в о л ь н ы й

 

п л а н

п р о в е р о к

и з к л а с с а

С „ ,

а

n>N*-. П о

к а

ж е

м с н а ч а л а ,

ч т о

д

л я

л

ю б

о г о

п л а н а

п р о в е р о к Х п н а й д е т с я

л у ч ш и й

п л а н

п р о в е р о к

X и з

к л а с ­

с а

С д г *

:

>

рХт. О ч е в и д н о ,

ч т о

Ѵ-х,, >

tlc-

 

 

 

П л а н

п р о в е р о к

Х е С Л >*

в о з ь м е м

и з б о л е е

у з к о г о

к л а с с а

С

дг*,

п о

э т о м у

д л

я т а к о г о

п

л а н

а

и м е

е м

 

 

 

g{xl t . . . .

xN*; ^o +

0) =

g-(x1,. . . ,

 

xN*,

-*i + 0) =

 

 

 

= . . . = g

{xv

 

xN*; jQv +

0),

 

 

(4. 56)

T. e. X. £ CJV* d С м * cz С ң * .

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

П о к а ж е м ,

ч т о д л я

в ы б р а н н о г о

п л а н а

 

 

 

 

 

 

 

^ = { ^ + ^ Ч

( у , + ')/> + 2 ]}

 

pN. \ r

-

и - 87)

 

В с а м о м д е л е , п р и k ^ N '*— 1

 

 

 

 

 

 

 

 

£■(•*!, •••>

 

-^Ä+

O) = p { k Jr l)c-{-pv(xk+1— x!!)-1r

 

 

 

 

N * —l

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

+ P 2

? ,'~ * [ ( г + 10

С + ' 0 ( * < Ч1 - Л:А)] +

 

 

 

 

 

 

i-Ä+1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

++ -* * )] =

 

дг*__1

 

 

P

P 2

k- \ - N * q N

_

 

i-ft+i

N*

-

Г

N*—1

1

=

 

p 2

* " * 2 ÄS+

 

 

^ " " ft2 AS

 

1=ft

-S=>Ä

j =fe

-

Г

N*—\

 

 

-

 

 

 

= c p 2

/- а

ГN*—1 Л 7*—1

-j-D

p 2

a s 2

 

 

i=Ä

l'=S

N*—

p2 ( < - + і ) < г Ч ; ѵ ѵ i=ft

 

f

-

 

yv*

 

- * 2 AS

=

*

-

N*

 

- • и 2

qs~

i =Ä

Ak= x k+1—Xk (k = l, 2 , . . . , N * — \). (4.58)

157

Из выражения (4.58) следует, что для любого плана проверок из класса См*

g ( x v . . . , xN»;

 

+

0) —qg (л^, . . . ,

xN*, -*Ä+ 0) +

 

 

 

i - cpk + v ^

;

 

 

 

ст>

g ( л у , . . .

, Хм*’> X N *-\-0) — CN * -\-ѵкм*

 

 

ю

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

( f e = l ..........N*).

ЕСЛИ

g(.V'b . . ;XN*\ Xk-i -г 0) —g(x i, . . xN*\ x(l+0) {k =

= 1, . . N

*), то имеем дело с планом проверок Х е С м* ,

для. которого из выражений (4.59) получим

 

 

^•(лу,. . . . л'л'*;

xk-\-Qi)= ck-\-— Дл- !

(k■— 1,

2 ,

. . N*).

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(4.60)

С учетом зависимостей

(4.56)

и (4.60)

имеем N*— 1

уравнение

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Л* =

Л * -1 -—

( Ä=l ,

N * - \ )

(4.61)

 

 

 

 

V

 

 

 

 

 

 

и уравнение

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Д*= ^=Х (k=

N*).

 

(4.62)

Из уравнений

(4.61) и (4.62)

с учетом нормирующего

 

N*

 

 

 

 

 

 

 

 

 

условия

2 Ді—Т непосредственно следует:

 

 

1= 0

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Г=Длг»(14-pN*)-{-

 

2

;

 

 

 

 

 

 

 

V

 

 

 

 

 

 

Т сp N * ( N * — 1) 2v

 

(4.63)

 

Дд'* =

 

 

 

p N * +

1

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Поэтому для

плана

X £ См*

на основании выражений

(4.59) и

(4.63)

имеем

 

 

 

 

 

 

 

 

(Х Ѵ ■• • > X N*\

Х м * - \- 0) =

N '" C -|- V&.M* —

 

 

 

 

1

 

 

 

 

 

 

 

 

vT + — N * c [р { N * + 1) + 2]

 

 

 

 

 

 

p N * +

1

 

 

 

158

что и убеждает нас в справедливости зависимости (4.57).

Теперь покажем,

что

^хя ^

^ € C/Vt.

 

Так как ѵ-х ^ пс и n^>N*, то с учетом выражения

(4.55)

 

 

 

 

 

 

v T + — N *c [р ( N * + 1) + 2]

> 0 .

хл І^х ^

ѣс~

p N * + 1

p N * +

 

 

1

Значит, оптимальный план Х*£См».

 

Далее

покажем,

что Х *^ С п*

(п—произвольное),

n*^N * (п* соответствует плану X*)

п опоеделим значе­

ние п*.

 

что

произвольный план

объема

Убедимся в том,

п(Хп^ С п) хуже плана Х^С„*, для которого выполняет­

ся условие

(4.54). Для этого необходимо доказать, что

max[g{xv

. . . , х п\ хк +

 

vT +

пс [р (п + 1) 4- 2]

0)) > --------------- — ------------- -

ft

 

 

 

 

рп -+- 1

(4. 64)

 

 

 

 

 

 

Покажем справедливость

условия

(4.64) методом от

противного.

Пусть справедливо обратное, утверждение:

 

 

 

 

vT +

пс [р (я + 1) +

2]

max (g(jcx,

-^ft + O)) <

-------------------—------------•

k

 

 

 

 

рп + 1

 

Это значит, что при любом k

 

 

g (хѵ . . . ,

х п\ ^ + O) <

vT +

- ^ ~ пс [р ( п + 1) + 2)]

 

--------------- — --------------•

(4. 65)

 

 

 

 

рп -р 1

 

Тогда

 

 

 

 

 

 

 

2 g - ( ^ i . - . - .

■*„; ^ *+ 0)= -5я<

 

 

1

 

 

 

 

 

 

vT + — пс [р ( п -1- 1) + 2]

 

(4. 66)

< ---------—

 

------------- =

s -’

 

 

рп + 1

 

 

 

159

Соседние файлы в папке книги из ГПНТБ