Файл: Теоретические основы эксплуатации средств автоматизированного управления учебник..pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 179
Скачиваний: 0
25
т[£, t+t~\ |
зависит только от |
% и не |
зависит от t . Для стацио |
|
нарного потока |
h(t) = h . |
|
|
|
3 . |
Свойство последействия. |
Поток отказов будет без после |
||
действия, |
если для любых неперекрывающихся интервалов времени |
|||
число отказов, |
попадающих в |
один из |
них, не зависит от числа |
отказов, попадающих в другие интервалы.
Ординарные потоки без последействия называются пуассонов скими потоками отказов.
Стационарный пуассоновский поток называется простейшим. Для простейшего потока вероятность появления к отказов в промежут ке [0, £]
(At)* |
- м |
— V s |
(2.13) |
Для простейшего потока параметр потока и интенсивность от каза элемента совпадают, т . е . Л = Л . Покажем это. Для потока отказов, когда можно пренебречь временем восстановления, уста новлена связь между параметром потока и плотностью вероятности безотказной работы через интегральное уравнение Вольтера второ го рода [70]
|
t |
|
|
h(t) = v { t) + I h{x) |
m ( t - x ) d x . |
(2.14) |
|
Если поток стационарный, |
то h(t) = h и |
|
|
h - |
t |
x)dx. |
|
w(t) + h j" |
(2.15) |
о
Уравнение (2.14) с помощью преобразования Далласа запишем в виде
Ң г ) = й { г ) + И ( г ) w i t ) ,
откуда
ЬҢ2) =
f+Ңг)
В нашем случае
h{z) |
h{t)e ztdt = - у- » |
ш ( г , - Л Т Т
|
26 |
|
Обратное преобразование Лапласа даст |
|
|
2Г+/00 |
|
|
I |
Ш{г)егіс[2 = Ье |
(2.16) |
2sij У |
|
а x-j°°
Выражение (2.16) есть плотность вероятности безотказной ра боты в случае экспоненциального распределения. Таким образом, для простейшего потока h = Л .
Теоретический анализ надежности сложных систем [2 1 ], когда временем восстановления можно пренебречь, показывает, что не зависимо от закона распределения отказов элементов параметр по тока отказов системы при неограниченном возрастании времени эксплуатации стремится к стационарному значению:
Lim |
h (i)= |
; |
4—00 |
L |
|
Тк |
|
|
где Тн - среднее время наработки на |
отказ; |
- среднее время безотказной работы элемента.
При расчетах надежности сложных систем существенное значе ние приобретает вопрос сходимости распределения времени безот казной работы системы к экспоненциальному закону.
В работе [21] показано, что если поток отказов системы ста ционарен и выполняется неравенство
|
Г N |
о ,і |
* |
(2.17) |
|
|
|||
|
2 |
|
|
|
то распределение |
времени работы системы независимо от характе |
|||
ра распределения |
времени безотказной работы ее элементов явля |
|||
ется практически |
экспоненциальным. |
|
|
|
Условие (2.17) физически означает |
малую степень |
влияния |
||
каждого элемента |
на всю систему. |
|
|
|
Если временем восстановления системы пренебречь |
нельзя, то |
27
определение параметра потока отказов системы представляет со бой сложную задачу. Для случая, когда наработка на отказ явля ется экспоненциальной и время восстановления системы также рас пределено по экспоненциальному закону с параметром Т , можно показать [2 1 ], что
M t ) = -=■ |
i + L - e4 ‘ l ) ‘ |
(2.18) |
|
|
Из (2.18) следует, что
при t = 0;
h{t) |
= |
Тн |
|
|
|
I |
при f |
« |
|||
|
|
ѵ ъ
Нормированное значение h(t) по отношению к /?(0) представля ет собой вероятность нахождения системы в работоспособном со стоянии в любой момент времени и называется коэффициентом го товности:
|
K At) = J - = |
(2.19) |
|
Тк + Т* |
|
Если система |
эксплуатируется |
в стационарном режиме, то |
|
|
(2.20) |
|
Л |
т + т . |
§ |
2 .5 . ФИЗИЧЕСКИЙ ПРИНЦИП НАДЕЖНОСТИ |
Н.М. Седякин в 1965 г . ввел понятие ресурса надежности.вы работанного за время t [60]:
і |
|
A U ) = ^ К kt) d t . |
(2.21) |
Тогда вероятность безотказной работы
- Ш )
PU ) = е
|
28 |
Изделие может |
функционировать в различных условиях 6 6 Е , ха |
рактеризуемых |
интенсивностью'отказов Л U / £ ) . Физический |
принцип надежности формулируется следующим образом: существует
|
|
|
множество условий Е, в котором |
|||||
|
|
|
надежность элемента зависит |
от |
||||
|
|
|
величины ресурса, |
выработанного |
||||
|
|
|
им в прошлом, |
и не |
зависит |
от |
||
|
|
|
того, как выработан этот ресурс. |
|||||
|
|
|
Из этого принципа следует, что |
|||||
|
|
|
если элемент проработал отрезок |
|||||
|
|
|
времени [0 , £,] с интенсивностью |
|||||
Рис.2 .9 . Зависимости, |
иллю |
Л ( £ / £ () |
, то |
это |
эквивалентно |
|||
тому, что этот элемент прорабо- |
||||||||
стрирующие равенство |
(2.22) |
|||||||
тает на интервале |
[о, t2 ] с |
ин- |
||||||
|
|
|
||||||
тенсивностью Л (£ / £2) |
. |
Соотношение между |
t, |
и tz |
определяется |
|||
из равенства ресурсов |
|
|
|
|
|
|
|
|
I |
|
|
г |
|
|
( 2. 22) |
||
| л ( £ / е () d t = J л ( £ / st ) d t |
|
|||||||
На рис.2 .9 приведена зависимости иллюстрирующая равенство |
||||||||
(2.22). Эквивалентное |
|
время работы в других условиях определя |
||||||
ется из равенства площадей, ограниченных кривыми |
Л ( £ / £ , ) |
и |
||||||
Л ( і / 6 2) . |
|
|
|
|
|
|
|
29
Г Л А В А 3
ЭКСПЛУАТАЦИОННАЯ ТЕХНОЛОГИЧНОСТЬ АППАРАТУРЫ СРЕДСТВ АВТОМАТИЗИРОВАННОГО УПРАВЛЕНИЯ И СВЯЗИ
§ 3 . 1 . КРИТЕРИИ ОЦЕНКИ ЭКСПЛУАТАЦИОННОЙ ТЕХНОЛОГИЧНОСТИ
Эксплуатационная технологичность, как совокупность свойств аппаратуры, определяющих ее приспособленность к проведению опе раций контроля, технического обслуживания, ремонта и перевода из состояния в состояние, количественно может быть оценена за тратами времени и средств на проведение указанных операций при заданной квалификации обслуживающего персонала.
Разнородность причин, обусловливающих эти затраты, не по зволяет ограничиться введением одного обобщающего критерия экс плуатационной технологичности. С одной стороны, обычно отдель но рассматриваются затраты на контроль, ремонт и техническое обслуживание, как на самостоятельные составляющие процесса экс плуатации. При этом отдельно изучаются такие свойства аппарату ры, как ее контролеприспособленность и ремонтопригодность. С другой стороны, затраты времени и средств на проведение указан ных выше операций зависят как от свойств конструкции аппарату ры, так и от организации и принятой технологии выполнения опе раций. Поэтому необходимо рассматривать техническую и органи зационную составляющие затрат.
Как уже отмечалось, при оценке всех эксплуатационно-техни ческих характеристик в качестве исходных критериев принимается время и стоимость. Основой временных и стоимостных критериев являются время и стоимость выполнения соответствующих опера ций.
Для характеристики процесса контроля состояния аппаратуры ■обходимо два временных критерия:
30
1)время контроля заданной группы контролируемых парамет ров t* ;
2)время определения состояния аппаратуры t* , представ
ляющее собой время от начала контроля до принятия какого-либо решения о состоянии аппаратуры (исправна или неисправна).
Для характеристики процесса ремонта основным критерием яв ляется время ремонта Ѳ* , отсчитываемое от момента возникнове ния отказа до момента полного восстановления работоспособности данной аппаратуры.
Для характеристики процесса технического обслуживания основ ным временным критерием является время выполнения регламентных работ данного срока их проведения tpp .
Аналогично оценивается и приспособленность аппаратуры к пе реводу ее из состояния в состояние. Количественной мерой в этом случае является время перевода tfj из состояниям в состояние^.
Очевидно, что время контроля представляет собой длитель ность выполнения работы фиксированного объема, а время опреде ления состояния и время ремонта - длительность выполнения ра бот случайного объема. Регламентные работы и операции перевода из состояния в состояние в зависимости от того,включаются в них операции ремонта или нет, могут иметь как случайный, так и фик сированный объем.
Производительность труда обслуживающего персонала является в общем случае случайной. Это объясняется различием в умствен ных и физических способностях людей, уровне их квалификации, опыте работы на данной аппаратуре, а также влиянием внешних условий, морального состояния, усталости и т. д.
Таким образом, перечисленные временные критерии являются случай
ными величинами и должны оцениваться законами их распределения или числовыми характеристиками этих законов. Наиболее простой и часто употребляемой характеристикой является среднее значение (математическое ожидание) соответствующей случайной величины. В случаях, когда одного среднего значения оказывается недоста точно, используются числовые характеристики более высоких по рядков, в первую очередь дисперсия. Иногда оказывается более удобным использовать гарантированные оценки случайной величи ны, представляющие собой уровень, который случайная величина не превзойдет с заданной вероятностью.
Гарантированная оценка |
при заданной вероятности Р может |
быть найдена из уравнения |
|