- •1 Анализ статистического материала
- •1.2 Построение статистического ряда
- •2.3. Расчет параметров статистического распределения
- •2.4. Анализ резко выделяющихся значений целью проверки возможности оставления или исключения таких денных из рассмотрения
- •4 Построение графиков статистических (эмпирических) функций:
- •6 Выбор теоретического закона распределения
- •6 Построение графиков теоретических функций: дифференциальной f(t), интегральной f(t), обратной интегральной p(t) и функции интенсивности
- •8 Определение доверительных интервалов показателя надежности
6 Выбор теоретического закона распределения
Вероятность безотказной работы ( рис.2 ) в первом приближении дают представление о распределении показателя надежности .Однако в статистическом материале из – за ограниченного числа наблюдений всегда присутствуют элементы случайности. При обработке статистического материала важной задачей является подбор теоретического закона распределения наилучшим образом описывающим статистическое распределение [ 2 ] , выражающим его существенные черты без элемента случайности.
Теоретический закон подбирают , принимая во внимание :
физическую природу явления отказов;
опыт отработки деталей и изделий аналогичного назначения;
форму кривой плотности распределения;
совпадение опытных точек с теоретической кривой интегральной функции или функции безотказности;
коэффициент вариации .
Знание коэффициента вариации , характеризующего расслаивание показателя надежности
( 26 )
уже позволяет судить об условиях эксплуатации машин и их технологии изготовления [ 8, 10 ] . Разработаны таблицы [10] , позволяющие ориентировочно судить о виде закона распределения в зависимости от величины коэффициента вариации ( табл. 7 и 8 приложения) .
Авторы [ 8 ] рекомендуют для машин в первом приближении принимать нормальный закон приближения , если , и распределение Вейбулла, если . Когда коэффициент вариации изменяется в пределах 0,30 – 0,50 , то выбирают тот закон , который дает лучшее совпадение по критериям согласия .
Таблица 2
Теоретические параметры распределения
t f(t) F(t) P(t)
0 |
0 |
0 |
1 |
|
|
5,5 |
0,0066 |
0,022 |
0,978 |
0,0067 |
|
16,5 |
0,012 |
0,127 |
0,873 |
0,013 |
|
27,5 |
0,014 |
0,268 |
0,732 |
0,019 |
|
38,5 |
0,013 |
0,417 |
0,583 |
0,023 |
|
49,5 |
0,012 |
0,557 |
0,443 |
0,027 |
|
60,5 |
0,0099 |
0,676 |
0,324 |
0,03 |
|
71,5 |
0,0078 |
0,773 |
0,227 |
0,034 |
|
82,5 |
0,0057 |
0,846 |
0,154 |
0,037 |
|
93,5 |
0,004 |
0,899 |
0,101 |
0,04 |
|
104,5 |
0,0027 |
0,936 |
0,064 |
0,043 |
|
115,5 |
0,0018 |
0,961 |
0,039 |
0,046 |
|
126,5 |
0,0011 |
0,977 |
0,023 |
0,049 |
По статистической заданной информации составлен статистический ряд ( табл.1) и построены статистическая функция плотности распределения вероятности ( рис.2) и вероятность безотказной работы турбобура ( рис.3).
Среднее значение наработки турбобура до отказа , среднее квадратическое отклонение , коэффициент вариации .
Выберем теоретический закон распределения , определим доверительные границы среднего значения показателя надежности.
Анализ причин отказов турбобуров показывает, что они связаны как с приработочными , усталостными , так и с износовыми отказами. Режим работы турбобура меняется в широких пределах , на что указывает и значение коэффициента вариации, поэтому можно сделать предположение, что наработка турбобура до отказа описывается распределением Вейбулла . Асимметричная форма гистограммы подтверждает такой вывод .
По табл.2 приложения определяем параметры распределения Вейбулла . Для коэффициента вариации
;
Используя линейную интерполяцию и табл. 2 , находим
Параметр а подсчитываем по выражению ( 12)
Теоретическая функция плотности распределения и вероятность безотказной работы будут иметь вид ( рис.2 и 3)