Файл: Гликман Б.Ф. Автоматическое регулирование жидкостных ракетных двигателей.pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 11.04.2024

Просмотров: 238

Скачиваний: 2

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

Следует отметить, что коэффициенты в уравнениях, вообще говоря, являются нелинейными функциями параметров двигате­ ля. Особенно это характерно для регулятора, так как относитель­ но небольшое изменение параметров двигателя требует для своей компенсации больших изменений перепада на регуляторе, что в свою очередь приводит к изменению коэффициентов в линейном уравнении, описывающем работу регулятора, в два-три раза. Поскольку разброс характеристик агрегатов обязательно приво­ дит к отклонению параметров двигателя от номинальных значе­ ний, то при оценке запасов устойчивости с учетом случайных фак­ торов следует пользоваться нелинейными методами.

Исследованию воздействия случайных факторов на работу систем автоматического регулирования (САР) посвящено боль­ шое число печатных трудов, использующих теорию случайных функций и теорию вероятностей, основные понятия которых бу­ дут изложены ниже.

'9.6.1. Некоторые понятия из теории вероятностей

итеории случайных функций

При исследовании тех или иных процессов приходится сталкиваться со случайными явлениями, т. е. такими явлениями, которые даже при неизменных внешних воздействиях могут протекать различным образом из-за влияния слу­ чайных факторов. Случайные явления и связанные с ними события описыва­

ются с помощью случайных величин. В е р о я т н о с т ь ю

случайного события

называют меру объективной возможности его появления

при осуществлении

случайного явления ( с т а т и с т и ч е с к о й вероятностью

называют

частоту

появления случайного события).

З н а ч е н и я ,

которые

случайная

величина

может принять с той или иной

вероятностью,

называют в о з м о ж н ы м и

величинами. Множество возможных значений и вероятностей того, что случай­ ная величина примет эти значения, образуют распределение случайной вели­

чины,

описываемое

и н т е г р а л ь н ы м

з а к о н о м р а с п р е д е л е н и я

F(x)

(вероятность выполнения неравенства Х<х, где X и х — случайная и не­

случайная величины,

соответственно) или

д и ф ф е р е н ц и а л ь н ы м f(x)

(предел отношения вероятности выполнения неравенства х ^ Х С х + Д х к вели­ чине интервала Дх при стремлении его к нулю). Дифференциальный закон распределения иногда называют п л о т н о с т ь ю в е р о я т н о с т и Случайной величины.

Законы распределения являются исчерпывающими вероятностными харак­ теристиками случайной величины, однако, используя законы распределения, вероятностные задачи не всегда можно решить до конца, в связи с чем прихо­ дится вводить числовые характеристики случайных величин.

В основу

получения числовых характеристик положено понятие о м а т е ­

м а т и ч е с к о м о ж и д а н и и

неслучайных

функций

случайной величины,

выражаемое формулой

 

 

 

 

 

СО

 

 

 

М [ ф ( х )]= I <\>( х ) f

( х ) d x ,

(9.71)

где ф (л:), /

(х )— неслучайная

функция и плотность

распределения случай­

 

ной величины;

 

 

М— символ математического ожидания.

Втеории вероятности в качестве числовых характеристик случайной ве­

личины широко применяется понятие м о м е н т а [16], [49]. Начальным момен­

363


том k-то порядка случайной величины х называется математическое ожидание k-ii степени этой случайной величины

аk = M [ x k].

(9.72)

Соответственно для дискретных и непрерывных случайных величин

П

(9.73)

i= 1

CO

=

x nf ( x ) d x .

(9.74)

где Рі — вероятность появления случайной величины Хі. Центральным момен­ том А-го порядка называется математическое ожидание отклонения случайной величины от ее математического ожидания, и выражения моментов для дис­ кретных и непрерывных случайных величин в соответствии с формулой (9.71) имеют вид

;,* =

AI [ (* - « ,)* ];

(9.75)

 

//

 

P-ft =

(л / a l) Pi't

(9.76)

 

i« I

 

oo

 

 

P* = 1

(Л- — a x)kf ( x ) d x .

(9.77)

—00

 

Из формул (9.72) и (9.75) следует формула связи центральных и началь­ ных моментов

k

ѵ-0

В практических расчетах чаще всего встречаются начальный момент 1-го по­ рядка и центральный момент 2-го порядка (математическое ожидание М и дисперсия D) .

Для совокупности случайных величин применяются смешанные моменты ki + кг + ... + &п-го порядка:

a k „ . . . , h n — м

 

H lt. = м [(*і—“и )* '----

іл)*"]-,

Математическое ожидание и дисперсия неслучайной функции от произвольного числа случайных аргументов определяются по следующим формулам:

 

00

о о

 

М[ і / { х и Х2

........ х„)] = j •••

J 'l ' X

x n) X

 

X f ( x i, x 2, . . . ,

x„ )d xl ...d x n;

(9.78)

364


 

СО

 

с о

 

 

 

 

D [Ь (л'ь

хо , . . . , хп) ] = j

. . .

j

[■)>(л'ь

хо,.

хп) -

 

 

уѴ І ('1 ;)]2 /(л-і , а'о ,.-. . ,

х^сіх^.ліхп,

 

(9 .7 9 )

где ф — произвольная неслучайная

функция от

случайных

аргументов

.V), Л*2, Хп•

интерес рассмотреть случай,

когда

в одном опыте получают

Представляет

две случайные величины х и у. Тогда после реализации и опытов возникают

совокупности случайных величин, которые на плоскости х

у образуют эллипс

рассеивания, главные

оси которого § и

Л

располагаются

под произвольным

углом сс к осям X и у ,

а центр совпадает с математическими ожиданиями вели-

чип X и у. Предполагая, что дисперсии рассматриваемых

величин равны D(x)

и D(y), а корреляционный момент — К(х,

//), значение угла .между главными

осями эллипса н осями координат находят но формуле [16]

 

 

1

2 К ( X , у)

(9 .8 0 )

 

ц = — a r c t g

 

 

D ( x ) - D ( y ) '

а дисперсии вдоль главных осей | и г| — с помощью выражений

 

D ( £ ) . =

D( x) cos2 et + К (л',

у) sin 2 а

+ D(y) sin2а;

( 9 . 8 1 )

 

D (i)) =

D (л') sin2 а К { X ,

у) sin 2 а

+ D(y) cos2 а ,

(9 .8 2 )

где

К{ х , у) = М { [ х і - М { х ) } І у і - М ( у ) ) } -

(9-83)

9.6.2.Построение областей устойчивости

сучетом случайных характеристик элементов

Построение областей устойчивости Ж РД с учетом случайных характеристик элементов сводится к задаче определения динами­ ческих характеристик двигателя при заданном распределении случайных значений коэффициентов уравнений динамики. В предположении, что работа двигателя описывается линейными уравнениями, П. Г. Чистяковым в работе [57] дан метод опреде­ ления частотных характеристик и переходных процессов Ж РД с учетом допусков на изготовление его деталей. Однако, как выше указывалось, линеаризация уравнений может привести к значи­ тельным погрешностям при определении поля рассеивания час­ тотных характеристик и границ устойчивости из-за нелинейной зависимости коэффициентов в уравнениях, описывающих рабо­ ту двигателя и регулятора.

Внастоящем параграфе определяются области устойчивости

идоверительные интервалы границ устойчивости с заданной до­ верительной вероятностью в плоскости двух случайных парамет­ ров регулятора (задача синтеза) и предлагается методика опре­ деления вероятности устойчивой работы системы при известных числовых характеристиках случайных параметров, в том числе и тех, по которым строится область устойчивости (задача анали­ за). Для оценки поля рассеивания границ устойчивости приме­ няется метод, основанный на учете моментов связи случайных параметров в разложении решения системы уравнений работы

и —3714

365


двигателя в ряд и применимый как для линейных, так и нелиней­ ных систем.

Обобщенная структурная схема системы «двигатель — регу­ лятор» дана на рис. 9.17. Динамика Ж РД в общем случае описы­ вается системой обыкновенных дифференциальных уравнений

П

У і [ak j^ j + bk j^ i + ckjbXj{t —xk})} = dkbFm , (9.84) /=1

где

8Xj,

8Fper— вариации параметров двигателя и площади

a kj,

bkj,

проходного сечения регулятора;

и характерис­

ckj, х к]- — функции параметров двигателя

 

 

тик его элементов, зависящие

от производ­

ственных допусков.

(Тх,

. Двигатель

&ЛП

per

Регулятор

Рис. 9.17. Структурная схема системы «двигатель — регулятор»

Так же, как это делалось в гл. VII, подставим искомое перио­ дическое решение и найдем передаточную функцию системы

ъх

- ~ - = R i№ + iJ ,W- (9.85)

а^рег

Примем, что динамика

регулятора

описывается

уравнением

(в амплитудах вариации)

 

 

 

 

 

(Д—ш’-Ѳа +

шѲі) 8/7рег=

— 8л;р

е

г

(9.86)

Значения параметров регулятора 02 и Ѳі на границе области ус­ тойчивости находим, подставив уравнение (9.86) в уравнение (9.85) и приравняв нулю вещественную и мнимую части полу­ ченного характеристического уравнения систем:

g _ V Rj (м) + д

(9.87)

О)

 

71И

(9.88)

СО

 

366


Для определения математического ожидания и дисперсии АФХ применяется метод, основанный на разложении решения исход­ ной системы (9.84) в ряд Маклорена по отклонения*! случайных параметров от средних -значений (по возмущениям) и на учете определенного числа членов этого ряда [41]. В тех случаях, когда коэффициенты уравнений являются существенно нелинейными функциями в диапазоне изменения случайных параметров, целе­ сообразно учитывать члены разложения выше первого порядка.

Чтобы избежать погрешностей и большого объема вычисле­ ний при определении частных производных, входящих в разло­ жение, находятся решения исходной системы для ряда вариан­ тов специально выбранных значений возмущений (отклонений параметров). Результаты решений обрабатываются по формулам приведенным ниже.

Если выбрать число вариантов задания возмущений и соот­ ветственно решений, равным

M’= C m+q,9

(9.891

где т — число случайных возмущений;

разло­

q —максимальный порядок учитываемых членов

жения;

 

Сщ+(1 — число сочетаний, то в принципе задача определения математического ожидания

и дисперсии АФХ может быть решена. Доказательство формулы (9.89) дано ниже-

Решение системы (9.84) или другой ікакой-либо системы, в том числе и нелинейной, описывающей работу САР с учетом слу­ чайных возмущений,-будет носить случайный характер. Моменты

решения будут равны [41]

 

м ( * * ) = 2 а^ -

(9.901

5=1

 

При этом величины cts и задаваемые величины возмущений в s -m варианте расчета Vrs должны удовлетворять системе уравнений

N

 

2 “* = і;

(9.91)

 

5= 1

 

N

 

 

2

15^25 ■ •

(9.92)

5= 1

 

 

где г1, гг ... rh— порядок смешанного момента ц.

Моменты случайных возмущений Ѵг1,гі . . . г к

известны до порядка

q включительно. В отличие от изложенного в работе [41] форму­ ла (9.89) выводится методом индукции.

!3*

367