Файл: Эксплуатационная надежность сельскохозяйственных машин..pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 17.10.2024

Просмотров: 104

Скачиваний: 0

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

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 =

 

 

 

 

 

 

 

 

ТсР~ Щ

 

 

Т

_Т

■х,

получим

 

Вводя замену 1 ср

1

ср

 

 

Отср

 

 

 

 

 

 

 

лG'J

х 2

 

 

 

 

ср

 

р =

у

 

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 (IR)

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