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

ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.

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 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 +

k22)

 

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} = (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-