Файл: Клемин А.И. Инженерные вероятностные расчеты при проектировании ядерных реакторов.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 211
Скачиваний: 1
Обозначим ее ta. Если уравнение (3.36) разрешить относительно t, то найдем
|
|
ta |
= / (a, k). |
(3.37) |
|
Эта функция приведена |
в табл. П.4 в приложении. Заметим, что |
||||
при k 2? 30 |
|
|
|
|
|
a |
(ta, |
k ^ |
30) |
= а (/а, со) = |
|
= |
Ф ( О - |
Ф ( |
Ч ) = 2Ф (ta). |
(3.38) |
|
- 3 - 2 |
-1 |
0 |
1 |
|
2 |
3 t |
||
|
Р и с . 9 . З а к о н р а с п р е д е л е н и я С т ь ю д е н т э п р и £ = 1 и k= 3 и н о р |
||||||||
|
м а л ь н ы й |
з а к о н |
с Q—l, |
М — 0. В с е к р и в ы е |
С т ь ю д е н т а |
f^t) |
п р и |
||
|
1 < k < |
оо л е ж а т в о б л а с т и м е ж д у |
^ Н о р м |
М и |
/&=і |
(0 — |
з а _ |
||
|
|
' " |
|
к о н о м К о ш и . |
|
|
|
|
|
Закон распределения Фишера. Этому закону подчиняется слу |
|||||||||
чайная |
величина |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
* |
= |
|
|
|
|
(3.39) |
где Y1 |
и У 2 — независимые случайные величины, распределенные |
||||||||
по закону х2 (3.25) |
соответственно с |
kx и |
А2 |
степенями |
свободы. |
||||
Закон |
Фишера |
имеет вид (рис. 10) |
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
. (3.40) |
Область возможных значений: 0 <1 х <С оо ; |
^> 1, |
А2 > |
1 — це |
||||||
лые числа. |
|
|
|
|
|
|
|
|
Математическое ожидание М(Х) существует при k2 > 2 , диспер сия D(X) — при k2 > 4:
М(Х) = |
; |
D{X) = 2ftf (kt + |
k2—2) |
|
|
ft.,-2 |
|
|
* i ( * a - 2 ) » ( A , - 4 ) |
|
|
a = |
^ |
-, / |
2 ^ + / ^ - 2 ) |
|
(3.41) |
|
A i - 2 ' K |
ft^fto-4) |
- |
||
|
1 |
||||
|
|
|
|
|
Интегральный закон Фишера в инженерных приложениях исполь зуется редко. Значительно чаще используется величина лср, явля-
р-Р(х>хр}
Р и с . 10.. З а к о н р а с п р е д е л е н и я |
Ф и ш е р а ; М о |
* i ( А . + 2) |
|
||||
|
п р и k± ^ |
2. |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|||
ющаяся |
корнем уравнения |
J f(x)dx — Р или ^(лгр) = 1 — J5, где |
|||||
|
|
*р. . |
|
|
|
|
|
р численно равно заштрихованной площади |
на |
рис. 10. |
Иными |
||||
словами, |
хр — значение случайной |
величины |
X, |
вероятность по |
|||
пасть правее (стать больше) |
которого |
равна |
р, а левее |
(1 — Р). |
|||
Очевидно, что величина х§ является функцией |
трех аргументов: |
||||||
|
Хр = х (р, 'klt |
k2). |
|
|
(3.42) |
||
Она приведена,в табл. П.5 в приложении. Заметим, что |
|
||||||
|
х (Р, kx, k2) = |
Их (1 —'р, -kit |
ftj). • |
(3.43) |
Поэтому таблицы величин д:р для закона Фишера обычно содержат значения Р < 0,5. При-"больших Р надо пользоваться формулой
(3.43).
Закон распределения крайних значений (двойное показатель ное распределение). Рассмотрим некоторую случайную величину X , например, глубину микротрещины на оболочке твэла. Замерим п значений этой случайной величины (т. е. измерим п конкретных микротрещин) и расположим их в порядке возрастания
|
^шш = ^-1> -^2> •••> ^-71-11 Хп ~ -^-макс |
(3-44) |
|||
Крайние |
значения этой выборки Х м 1 1 „ и Х м а |
к с |
являются |
случай |
|
ными величинами, они и подчиняются закону |
распределения край |
||||
них (или экстремальных) |
значений. |
|
|
|
|
Законы распределения |
крайнего значения |
|
Х к р для выборки, |
||
состоящей из п значений случайной величины X,- имеющей инте |
|||||
гральный |
закон распределения [W (х) (2.1)] и |
дифференциальный |
|||
\\р (л;) (2. 3)] записываются |
в виде: |
|
|
|
при |
|
|
Х к р |
= |
Х1 й |
|
|
|
|
|
|
МПН |
|
F |
(х) = |
Р { Х М 1 Ш < |
х) |
= 1 - |
[1 - Y (х)]"; |
|
|
/ |
(х) = |
n [1 — V (я)]"-*ф (х); |
|||
при |
|
|
Х к р |
= |
Х й |
|
|
|
|
|
|
макс |
|
F(x) = |
P { Х м а к с < |
х} = |
|
п |
|
|
П Р {xt < х} = [У (х)]«; |
||||||
|
|
|
|
«=1 |
|
|
|
|
f(x) |
= п [У (х)]"-Ч\) |
(х). |
(3.45)
(3.46)
(3.47)
(3.48)
ЕСЛИ случайная величина X распределена по нормальному за кону (3.9), то крайние члены выборки объемом л-»- оо подчиняются двойному показательному закону [20]:
Для |
Х ш ш |
|
|
|
|
|
|
F(x)= |
l - e x p I - e x p ^ - A f O / ^ p } ] ; |
(3.49) |
|||
для Х„ |
|
|
|
|
|
|
|
F{x) |
= 1 — ехр[ — ехр{(х—М2 )/ок р }]; |
(3.50) |
|||
где |
|
|
|
|
|
|
|
М1 = М — aylnn |
+ a |
.,, |
—; |
|
|
|
М2= |
M+oY In |
п—а |
In In n + |
l n 4 л |
|
|
|
|
|
2"l/2 In n |
|
|
|
|
°кр~УбШ |
' |
|
|
|
Mao |
— параметры исходного |
нормального |
закона. |
|
Двойное показательное распределение хорошо описывает та кую случайную величину, как максимальный выброс радиоактив ного вещества в атмосферу атомной электростанцией за заданный период времени М21]. •
Закон Вейбулла. Ему подчиняются пределы упругости и харак теристики усталостной прочности стали [22], а также время без отказной работы многих невосстанавливаемых изделий (электрон ных ламп, подшипников качения и других) [14, 18]. Закон Вей булла есть распределение крайнего минимального члена большой выборки для положительной случайной величины.
Р и с . 11. З а к о н В е і і б у л л а п р и X =
при v > 1 •
Интегральный закон |
распределения Вейбулла |
имеет вид |
||
F |
(х) |
= |
1 — ехр (—ХХУ) |
(3.51) |
( 0 0 < o o ; А > 0 ; у > |
0). |
Дифференциальный |
закон (рис. 11): |
|
/ (х) = уКхУ-1 ехр (—ХхУ). |
(3.52) |
Частными случаями закона Вейбулла являются: экспоненциаль ный закон (3.4) при у = 1 и закон Рэлея (3.29) при 7 = 2. Для за кона Вейбулла
|
1 |
Г |
1 |
М(х) = |
D(x) = Г (1 + — І — Га (1 -}- —- К2/у. (3.53) |
§ 3.2. Законы распределения дискретных
случайных величин
Гипергеометрическое распределение. Наибольшее - применение это распределение находит при контроле качества готовой продук ции. Ему подчиняется случайная величина т — число дефектных изделий среди п изделий, выбранных наугад из партии объемом N штук, содержащей М дефектных изделий. В общем случае к ги пергеометрическому распределению приводит следующая матема тическая модель. Имеется N предметов: М типа А и (N — М} ти-