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

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

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/

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