Файл: Волков Е.Б. Основы теории надежности ракетных двигателей.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 212
Скачиваний: 0
В условиях испытании Бернулли соотношения (1.172) имеют
вид
|
Bi(//, Рт, |
-\-пр)= 1— a; |
Bi (//., Рт, ■*,„,)= |
[). |
|
||
Пусть GI < 0 О. |
Тогда в |
случае |
монотонности по |
0 выборочной |
|||
функции распределения F (хщь |
0) |
вместо выражения |
(1.172) |
||||
можно записать |
с учетом соотношения (1.158) |
0 = Л ( л |
|||||
0 = |
/ |
* ( « Л |
i - P ) = 0 i ; |
||||
где 0 и 0 — нижняя и верхняя |
границы доверительного |
интер |
вала для 0, найденные при односторонних доверительных вероят ностях yi = 1—а и у2= 1—Р-
В биномиальном случае отсюда следуют соотношения
Р = |
Л (» '. Л’.,р. Y2) = P t; Р = Л ( « . |
Л'„р. |
(1-174) |
где Р и Р — границы доверительного интервала [Р, |
Р] для пара |
||
метра Р (табулированы в работе [63]). |
|
|
|
1.2. |
4. Объем испытания в нормальном случае |
||
Пусть требуется построить процедуру |
контроля |
типа одно |
кратной выборки, т. е. найти необходимый объем испытаний «„
и приемочное число /гП1, такие, |
что если после проведения пп испы |
||||||||||
таний окажется /г^/гпр, то гипотеза |
//0={Р = РТ} |
принимается |
|||||||||
при альтернативе #i = {P=_PT}- |
|
|
|
|
|
|
|||||
Используя |
соотношение |
(1.161), |
запишем |
соотношения |
|||||||
(1. 173) в виде |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
h ^ ih - -^ М |
|
1/2 |
'Рт’ h |
h |
, 'Ч-s |
1+ ^ |
1/2 |
|
|
||
1 + f |
2 |
|
Т |
|
|||||||
1/1 \ |
|
|
|
|
1 n |
|
|
(1. |
175) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
откуда получаем известные [86] соотношения |
|
|
|
|
|||||||
|
1+ |
— ' |
1—а ’ |
Ч-р |
|
'пр- |
Л,_.АР.. + l li - 9 h p |
(1. |
176) |
||
|
h- |
|
|
||||||||
|
|
|
Ч—а Ч—р |
||||||||
|
|
|
р_ |
|
|
|
|
|
|||
В случае, |
когда объем партии (совокупности) |
М является |
|||||||||
конечным, |
из выражений |
(1.162) |
и (1.174) |
находим л.= (1//г0 + |
|||||||
+ \/М)~\ |
где п0 определяется из равенства |
(1. 176). |
|
|
|
Наряду с процедурой однократной выборки, обладающей тем недостатком, что она не предполагает анализа результатов испы таний до проведения всех п запланированных испытаний, исполь зуется смешанная процедура: усеченный последовательный ана лиз. В этом случае из соотношений метода однократной выборки
50
заранее |
(до проведения испытаний) находят планируемый |
объем п. |
Результаты же испытаний анализируются в процессе |
их проведения в соответствии с методом последовательного ана лиза, и еще до исчерпания объема я может быть принято реше ние о приемке пли браковке продукции. В случае исчерпания объема я испытаний решение принимается на основе сопоставле ния контролируемой величины и приемочного числа [92].
Глава II
НАДЕЖНОСТЬ НЕВОССТАНАВЛИВАЕМЫХ СИСТЕМ НА ЭТАПЕ ПРОЕКТИРОВАНИЯ
2. 1. ФИЗИЧЕСКИЕ МОДЕЛИ ФУНКЦИОНИРОВАНИЯ СИСТЕМ
Одной из основных задач этапа проектирования является по строение такой конструктивной схемы элементов системы, что бы обеспечивалось нахождение основных характеристик элемен тов и системы в целом в некоторых пределах (допусках), гаран тирующих выполнение возложенных на систему функций. В связи с этим условия успешного функционирования часто формулируются в виде соотношений, отражающих требование непревышения некоторой функцией ее допустимого значения. Так, общий вид условия неразрушения таков:
( 2. 1)
гд — поле напря-
женин, поле деформаций и поля допустимых значений для ст* и е*; терто, тр] — отрезок времени от начала to функционирования до момента тр его окончания; х, у, z — координаты точки конструк ции. Соотношение (2. 1) иногда распадается на несколько усло
вий вида U{> 0, ( i= l, N), при этом часто полагают
[ и > 0 } = п к л > 0 ] .
2. 1. 1. Одномерная модель
Пусть для обеспечения успешного функционирования систе мы необходимо, чтобы выполнялось условие непревышения
U = t l — ti>0, |
( 2. 2) |
61
где t\ и /2 — случайные величины произвольного физического со держания с функциями распределения F(Xi) и F(x2). При t2> О вместо выражения (2. 2) можно также использовать следующее условие:
1 = — > 1 - |
12.3) |
и |
|
В случае такого описания процесса функционирования системы будем говорить об использовании одномерной модели, так как U является одномерной случайной величиной по определению. Иногда относительно U можно сделать ряд несовместных пред
положений (гипотез) Я,, Но,..., Нк, причем V р (/У,.)= 1. Тогда,
/-=1
согласно соотношению (1.29), вероятность успешного функцио нирования есть
k
Р (U > 0)= V Р(/У;.) [ 1— Я,- (0)],
где Fj( - ) — функция распределения случайной величины U при выполнении предположения Я,.
В «физических» терминах в этом случае успешное функцио нирование (событие И) системы обеспечивается, если в ситуа ции, когда верна гипотеза Я, или Но,..., или ЯЛ, условие Я,->О,
соответствующее каждой из |
гипотез, |
выполняется, |
т. е. |
|
A ~ | l ) |
П (^ Г > 0 )|. Такое |
условие |
непревышения |
назовем |
смешанным, а модель, используемую с привлечением этого ус
ловия, — с м е ш а н н о й |
м о д е л ь ю функционирования. |
|||
В случае, |
когда гипотезы совместны и |
Л' |
из соотно- |
|
jj /-/,= Я, |
||||
шения (1.34) |
находим |
|
;=1 |
|
|
|
|
||
|
р ( £ / > о) = ; | ; р (//,.)я ,.(0)+д, |
(2.4) |
||
где |
|
/=1 |
|
|
|
|
|
|
|
Л = - 2 р (я / n Hj)P(U>0\H, п н , ) + |
|
|||
|
■к] |
|
|
|
+ 2 Р(Я,. л Я , Г) я * ) Р ( ^ > 0 |/ / , п я ; п / / * ) - . . . + |
||||
1<j<k |
|
|
|
|
|
|
N |
N |
|
|
- ( — 1)Л"-1 р |
П H i Р П / > 0 |
П Н 1 |
|
|
|
1=1 |
/«=1 |
|
62
Пример 2. 1. Смешанная одномерная модель.
В цех поступают стальные заготовки с двух заводов № 1 и № 2, причем первый завод участвует в поставке 90%, второй—20% материала, так что 10% продукции изготавливается силами обоих заводов на общей производ ственной базе № 3. В цехе изготавливают некоторые образцы, качество кото рых полностью описывает случайная величина t\ — предел прочности при рас тяжении. В случае когда образцы изготовлены из заготовок первого завода
(гипотеза Нi), среднее и дисперсия величины А равны р.ц ncj'j; при изготов лении образцов из заготовок второго завода (гипотеза Н2) среднее и диспер
сия величины h — р.12 и ° ] 2; при |
изготовлении |
образцов на общей базе за |
водов (гипотеза Htf]H2) среднее |
и дисперсия |
величины У,—,и1 з И01 з- После |
изготовления образцы смешиваются. Найти вероятность того, что наугад из влеченный образец выдержит нагрузку t2 со средним pi3 и дисперсией сг|,
если It |
и t2 имеют коэффициент корреляции ги г2 и |
г3 |
для образцов из заго |
||||||||||
товок заводов № 1, 2 и базы № 3; |
Л и У2 распределены |
нормально. |
|||||||||||
Решение. Из соотношений (2.4), |
|
(1.103) |
и (1.108) |
находим |
|||||||||
|
|
|
Р = Р (U = |
t\ — t2> |
0) = |
|
|
" |
|||||
|
|
|
г |
|
1 |
о |
|
|
(P-P;)2" |
||||
|
|
P(tff) |
, |
|
Г |
exp |
|
|
|||||
|
|
1 |
|
-к- |
\ |
|
L |
2a? |
dy + Л= |
||||
|
/=1 |
|
- |
V 2ло,- |
.) |
|
|
|
|||||
|
|
|
|
— |
oo |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
\ |
a, |
|
|
|
|
|
|
|
Р(Н:) |
|
л/ |
2я |
ехр (—z-jT) dz |
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Iли P = V p ( / / , . ) f ( / i ( ) + i |
|
|
|
|
|
|
|
|
(2.5) |
||||
|
i=i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Здесь |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1* |
Pi |
Pi — PU |
p2l, |
|
a i — |
1 / |
|
9 |
|
|
|
|
TTk- (2 .6 ) |
> |
|
1' |
aj. |
|
|
|
|
||||||
|
°i |
fl |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
F (li) = — |
^ exp ^ — — |
|
) d y — интеграл |
Лапласа. |
|
|
|||||||
В условиях примера |
|
|
|
|
|
|
_____P-12 — |
_____ |
|||||
>= |
0 ,9F (— - |
|
|
- - Л + 0.2Я |
|||||||||
|
|
11~2 |
I |
■> |
a |
||||||||
|
|
\ 1 °п + а2 |
|
~°1,а2г1/ |
|
|
у aj2 + |
a” — 2 oi2G2r 2 |
_____ P i3 ~ Р2______ \
V °13 + а2 —2а13а2гз/
Одномерная модель может быть использована также в следу ющей ситуации. Пусть в выражении (2.2) ti и tz являются в свою очередь функциями случайных аргументов (,vb лг2, .. ,,хк1)
и (л'1, хо,. . . , Хк,)- Тогда вместо соотношения (2.2) имеем сле дующее условие:
V = t1 (a'1; л'2, .. ., a*,) — t2 (х[, л'2, . • . , x'zj > 0. |
(2. 7) |
63
В ряде случаев используется также условие непревышення в виде двустороннего ограничения
a c t < b , |
(2 . 8 ) |
где а н b — постоянные или случайные величины.
2. 1.2. Многомерные модели
Пусть для обеспечения успешного функционирования систе мы необходимо, чтобы выполнялись несколько условий вида (2.2). В случае, когда возникновение отказа связано с наруше
нием хотя бы одного из условий [/,->0 при / = 1, N, будем гово рить о многомерной модели функционирования. Наряду с упо мянутой моделью
^• = ^ - А п > 0 , Y , = r j V |
(2.9) |
возможно также рассмотрение совокупности условий |
|
a i < t i < b i , V ^ T T N , |
(2.10) |
где о,, bi — постоянные или случайные величины, |
или |
*а(- ф 0 , v , = С л п |
(2 . 1 П |
*21 |
|
Дополнительно к изложенным условиям непревышення приве дем следующие:
|
|
* /(* )> 0 , U { x ) = t ^ x ) - t a{x), |
(2. 1 2 ) |
||
где ti(x) |
и U{x) — случайные функции аргумента х; |
|
|||
|
|
a < t ( x ) < b , |
|
(2.13) |
|
где а\\Ь •— постоянные или случайные величины, |
|
||||
|
|
Ui (*) > 0 |
(i = |
T777); |
(2.14) |
где |
|
U { x , y ) > 0, |
(2.15) |
||
|
|
|
tx{x, у) и t2{x, |
f/) — |
|
U (х, |
y )= t1(x, y) —ta(x, |
у); |
|||
двумерные случайные поля; |
|
|
|
||
|
|
|
У)<Ь\ |
(2.16) |
|
|
|
U {х, у, |
z) > |
0; |
(2.17) |
|
|
U (х, у , z, т) > 0 , |
(2 . 18) |
||
где U(x, |
у, z) |
и U(х, у, z, х) — трех- и четырехмерное случайное |
|||
поле. |
|
|
|
|
|
64