Файл: Эксплуатационная надежность сельскохозяйственных машин..pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 17.10.2024
Просмотров: 64
Скачиваний: 0
fcyM= 100 + 1900 + 700 + 1300 + 1200 -f 800 +
+ 14 ■2000 = 34000 ч;
T |
=' 3400 11300 ч; |
1 cp. о |
|
tf — определяется из уравнения е 11300 = 0,8.
Имеем tf. =2540 ч.
Как видим, гамма-процентный ресурс увеличился на
290 часов в связи с тем, |
что после ремонта отказов |
не было. |
Полученные выше точечные |
Интервальная оценка. |
оценки существенно зависят от числа опытных данных в рассматриваемой выборке и только при бесконечном их числе выборочные характеристики совпадают с гене ральными.
Рис. И . Закон распреде ления точечной оценки.
Оценка точности выборочных характеристик произво дится е помощью доверительных интервалов и довери тельных вероятностей.
В общем случае задача о доверительных вероятно стях и доверительных интервалах решается следующим образом. Из теоретических соображений или из опыта определяется закон распределения точечной оценки Тср (рис. 11). Отсекая от нижней и верхней границы значе-
а |
|
вероятность нахождения |
оценки |
|
ния — , получим, что |
||||
2 |
|
|
|
|
Тср в интервале (7\,Ср, Т2.ср) равна |
|
|||
F(Ti, ср < |
7ср < |
Т2,ср )= |
F(T2jСр) - F(TUср) = |
|
= |
! -----1------ 1 |
~ = 1— « = р. |
(3.48) |
60
Интервал Г2. ср — Т\,ср=2Е$ называют доверительным интервалом, а вероятность р — доверительной вероят ностью. Можно записать иначе:
F(Tcp - Е ? < Тср < Тср + |
Е?) = р, |
(3.49) |
|||
где Т ср — опытное |
среднее |
значение параметра Тср. |
|||
Это равенство означает, |
что |
доверительный интервал, |
|||
его часто обозначают |
|
|
|
|
|
^р (ПР — Ер |
Гср + Ер), |
|
|||
накроет точку Гср |
с вероятностью |
р в связи с тем, что |
|||
положение интервала /р |
является |
случайным |
на оси |
из-за случайности опытной величины Тср< В машинострое нии обычно принимают доверительную вероятность Р=0,9. Доверительный интервал 2Е$ по заданному значению р определяется однозначно при известном за коне распределения выборочной характеристики Гср> Определим интервальные оценки для принятых выше по казателей надежности сельскохозяйственных машин: среднего времени безотказной работы (Тср), средней на работки на отказ (Гср> о), среднего времени восстановле ния (Тср> р) вероятности безотказной работы R(t), коэф фициента готовности Кт.
Первые три показателя в части точности оценок однотипны, их точность определяется как точность сред неарифметической величины.
Из второй группы предельных теорем известно, что сумма N достаточно большого числа независимых оди наково распределенных случайных величин имеет рас
пределение близкое к нормальному. Множитель |
в |
выражении средних времен не изменяет нормальности закона. Следо-вательно, точечные оценки указанных выше показателей надежности распределены по нор мальному закону. Нормальный закон характеризуется средним значением (математическим ожиданием) слу чайной величины и ее дисперсией.
Воспользовавшись теоремой о том, что математиче ское ожидание суммы случайных величин равно сумме математических ожиданий, а дисперсия суммы равна сумме дисперсий (II.12], получим
61
г N
т,, = М[ТС„] = м |
S '* |
|
|
yw,ср |
= *г |
|
/= 1 |
|
|
||||
|
|
N |
|
|
JV |
ср |
|
|
|
|
|
|
(3.50) |
и далее |
|
|
|
|
|
|
|
N 1 |
|
|
|
|
|
D[TCр] = D |
(=i |
1 JST |
|
A/D, |
Dt |
(3.51) |
- |
- |
A/2 |
= - ^ . |
|||
|
ЛУ |
|
|
ЛУ |
|
Этот результат имеет большое практическое значе ние. Он показывает, что поскольку всегда N* больше единицы, то рассеивание средних характеристик сущест венно меньше чем исходных. Поэтому, как правило, в ка честве (показателей вводят средние значения величин, что позволяет повысить их стабильность.
Пользуясь полученным результатом, можно выраже ние для доверительной вероятности р записать в сле дующем виде
1 |
rc p t£ ? J I c p J V l |
|
|||
|
е |
2с2гср dTcp. |
(3.52) |
||
Р = |
2л |
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
ТсР~ Щ |
|
|
|
Т |
_Т |
■х, |
получим |
|
|
Вводя замену 1 ср |
1 |
ср |
|
||
|
Отср |
|
|
|
|
|
|
|
лG'J |
х 2 |
|
|
|
|
ср |
|
|
р = |
у 2л |
|
dx. |
(3.53) |
|
|
|
|
G'J’
ср
Полученный интеграл можно представить как раз ность табулированных интегралов F0(z):
P = fo |
Е? ^ = 2fJ |
Е? |
1, (3.54) |
ср |
ср |
ср |
|
Здесь N — число перемонтируемых изделий, либо число отрез ков времени безотказной работы N 0 числа ремонтируемых изделий.
62
так как |
|
|
|
|
F0(— z) = |
1 — F0(z), |
|
|
|
Преобразуем |
|
|
|
|
F0 |
|
1 + P |
|
(3.55) |
|
|
2 |
|
|
Вводя квантиль нормального распределения |
U 1+ Р |
|||
и подставляя Огср = |
о, |
получим |
|
|
= = |
|
|
||
Д3 = -£*=, • £/,+* = |
. |
(3.56) |
||
Для /р с помощью |
Д[ + р |
составлены |
таблицы, что |
упрощает вычисления. Коэффициент Ц показывает в долях сггср ширину доверительного интервала (рис. 11).
При
Р = 68,3% — Др = ат |
\ |
Р = 95,4 — Др = 2ст(Г |
>; |
Ч' |
|
I р |
|
Р = 99,7% — Д? = 3<т(гср).
Для
Р = 80% —Ц = 1,28; Р - 9 0 % —^ = 1,64.
Таким образом найдены доверительные границы для среднего времени, то есть такие границы, в которых с вероятностью (5 лежит данная точечная оценка. В этой формуле полагалось, что теоретическая дисперсия Dt известна. Как правило, она не известна и ее вычисляют по эмпирическим данным с помощью формулы (3.30). В этом случае вместо квантилей нормального распреде ления пользуются таблицами распределения Стьюдента [II.6], где по доверительной вероятности р и числу степе ней свободы N—1 находят величину^. При N> 15+ 20 ошибка не превышает 5%. Более точные таблицы [II. 12] учитывают также и тот факт, что имеет место отклоне ние от нормального закона для суммы случайных вели чин при небольшом числе слагаемых.
Следующим показателем надежности является ве роятность безотказной работы. Оценим ее точность. Эта
63
задача близко примыкает к уже рассмотренной. Вероят ность безотказной работы может рассматриваться как среднее арифметическое значение наблюдаемой величи ны tii (число отказов в интервале ^-г(^ + Л0> которая в каждом опыте принимает значение 0, если отказ про изошел, или 1, если отказ не произошел,
|
|
|
N |
|
|
|
|
|
|
= |
|
|
(3.57, |
Можно показать, что [1.2] |
|
|
|
|||
|
|
ЩЩ)) = R U |
|
(3-58) |
||
а дисперсия |
|
|
|
|
|
|
|
D(R{H)) = |
^ [1 ~ |
^ |
i -. |
(3.59) |
|
Доверительный интервал определяется теперь по фор |
||||||
муле |
|
|
|
|
|
|
|
щ |
= и ] |
/ |
|
|
(3.60) |
и, следовательно, |
|
|
|
|
|
|
|
Ritanc = R ± Ер '= R + tp Л/ |
|
\т ^ • |
(3,61) |
||
|
мин |
|
у |
|
Jy |
|
Эта |
формула |
справедлива |
для |
значений NR и |
||
N (I—R) |
больше четырех [1.2]. В общем случае для лю |
бых значений R и N верхняя и нижняя граница вероят ности безотказной работы определяются по разработан ным таблицам [1.3].
Отметим, что построив RMaH{t) и RM3KC(t) можно, за давшись определенной вероятностью у, графически опре делить доверительные границы для у-процентного ресур са (рис. 12).
Представляет интерес сравнить точность, обеспечи-' ваемую при вычислении среднего значения и вероятности безотказной работы. Введем относительную ошибку среднего
(Е;у = |
EZ |
1 |
= Н T r w |
---------- V |
|
|
У N |
V N ’ |
64