Файл: Эксплуатационная надежность сельскохозяйственных машин..pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 17.10.2024

Просмотров: 63

Скачиваний: 0

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

где v — коэффициент вариации времени безотказной ра­ боты.

Относительная ошибка вероятности равна

у N V

R

Рис. 12. Графический метод опреде­ ления доверительных границ гаммапроцентного ресурса.

Для нормального закона коэффициент вариации v=0,3, вероятность среднего срока службы R = 0,5. Сле­ довательно,

 

у

=

(0,3);

 

N

 

=

 

h _

1.

V n

 

Как видим, относительная ошибка при вычислении вероятности безотказной работы в 3,0-=-3,5 раза больше, чем при вычислении среднего времени.

Обратимся к комплексному показателю — коэффи­ циенту готовности, и определим его точность.

Коэффициент готовности можно переписать в такой форме

Кг =

1

(3,62)

1

+ т1 ср ’

Предельные значения

K.Z отвечают экстремальным

значениям отношения

 

z =

(3,63)

3 Зак. 1123

65

Положим для простоты, что отклонения средних зна­ чений Гср. в_и Тср от их математических ожиданий мало. Малость отклонений — доверительных интервалов — определяется в основном объемом выборки. Обычно число отказов (объем выборки) при определении Кг для тракторов и сельскохозяйственных машин достаточно велико — не менее 15—20 за период испытаний для од­ ной машины. Как правило, К определяется по 2—3 ма­ шинам, поэтому объем выборки достаточно велик, а доверительные интервалы х и у для Гср-в иТср невели­ ки. Пользуясь этим условием можно записать функ­ цию z в виде

 

=

 

Гср.

1+

-=F

 

 

 

 

:

с р . В

(3.64)

 

Z

 

 

—==-

 

 

 

 

 

 

 

 

Г,ср

1 + - J L -

 

 

 

 

 

 

 

 

тср

 

 

 

 

 

 

 

 

1

 

Разложим правую часть равенства в ряд по малым

 

х

 

и

 

у

и ограничимся линейным при-

отношениям .=----

 

гр

гр

 

 

1

 

 

1

*

ср* в

 

 

*

ср

 

 

 

 

ближением.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Получим

 

 

 

 

 

 

 

 

 

2 =

 

/ J +

+

 

Z • Т].

(3.65)

 

т■* ср у\ т 1 ср. в

тл ср

 

Поскольку

х и у

 

независимы,

можно записать

для

функции Т]

 

 

 

 

 

 

 

 

 

М(Т1) = 1;

 

0(ц) =

 

 

(3.66)

Но

 

 

 

 

 

( Г ср. в) 2

(Г с р )2

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

D(x) = D(Tcp в) =

Щу) = ЩГср) = - ^ - .

(3.67)

Теперь относительный доверительный интервал равен

 

 

 

1

, f ~ D t

 

Д

 


и окончательно

2макс —2(1 + Е ).

(3.69)

мин

 

Подсчитав по опытным данным средние значения по­ казателей Гср. в и Тср, а также коэффициенты вариации времени безотказной работы v и времени восстановления vB, можно определить 2макс и гмин и, следовательно,

Кг. макс И Кг. м„„:

Ктмакс =

------!--------

(3.70)

М И Н

1 *мин

/

I I ?

 

макс

 

Отметим особенности расчета доверительных

интер­

валов для усеченных испытаний.

Для N неремонтируемых изделий сперва определяют­ ся параметры законов распределения с помощью, на­ пример, вероятностной бумаги, а затем расчет довери­ тельных границ выполняется как для полной выборки, но по числу изделий т отказавших за время усеченных испытаний.

Для ремонтируемых изделий, рассматривая проме­ жутки времени между отказами или между отказом (или началом испытаний) и концом испытания (если изделие не отказало) как случайные наработки, методами, при­ меняемыми для оценки усеченных испытаний перемонти­ руемых изделий, определяют параметры законов и пока­ затели надежности. После этого доверительные границы рассчитываются по вышеприведенным формулам, в кото­ рых под N следует понимать число отказов за время усе­ ченных испытаний.

Пример 1. Определить доверительные границы для среднего времени безотказной работы копачей свекло­ комбайна при следующих исходных данных. Доверитель­ ная вероятность р = 80°/о- Среднее время безотказной ра­

боты Т ср = 100 ч (60

га). Испытывалось N = 50 изделий.

Среднеквадратичное

отклонение

времени безотказной

работы о = 30 ч.

 

 

Для р = 80% имеем /р = 1,28. Следовательно,

Гмакс = юо ±

80

 

1,28 —т=== (100 + 5,43) ч =

‘'мин

/5 0

 

=

(105,43-94,57)

ч.

з*

67


 

Пример 2. Для

 

исходных данных примера

1,

но для

N = 5, рассчитать,

доверительные границы

для

среднего

времени безотказной работы.

 

 

 

г

1

4 0

(82,75;

117,25).

макс = 100 +

_

= 100 ± 17,25 =

 

рмин

у

5

 

 

 

 

Пример 3. Данные примера 2, но (3 = 0,95. Имеем

7 с_макс = 100 ±

1,96: 3° = 100 ± 26,2 = (74; 126).

‘'мин

у 5

Из трех примеров видно, как существенно влияет на величину доверительных границ число испытывавшихся изделий и доверительная вероятность.

Пример 4. Для исходных данных примера 2 опреде­ лить доверительные границы вероятности безотказной работы при R = 0,5, что соответствует среднему времени безотказной работы.

Ямакс (fcр) = 0,5 ± 1,28

= 0,5 ±

М И Н

V

д

+ 0,286 = (0,214;

0,786).

Относительная

ошибка 56%.

Как видим, ошибка

вероятности существенно больше, чем ошибка среднего времени безотказной работы.

Пример 5^ Определить для

данных примера 1 и

vB= v= 0,3; zcp =0,25 доверительные

границы для коэф­

фициента готовности.

 

 

Имеем

 

 

Д, = 1,28 У 0,32 + 0,32

0,777.

у ж

 

 

Теперь

 

 

2макс = 0,25(1 ± 0,777) =

(0,232; 0,27).

М И Н

 

 

Доверительные границы для параметра z составляют около 8%- Подсчитаем доверительные границы для коэффициента готовности

68


 

к г макс

1

0,81;

 

1 +

 

 

 

0,23

 

КГ М И Н

1

0,79.

 

1 +

 

 

 

0,27

Ошибка в сравнении

со

 

средним значением Кт=

------—

-------------=

0,8,

 

что составляет около 1 %.

1 + г

1 + 0,25

 

 

 

Таким образом, наименьшие доверительные границы из всех показателей имеет коэффициент готовности, что очевидно позволяет ори его оценке иметь меньшее коли­ чество экспериментальных данных.

6. Элементы планирования и контроля испытаний на надежность

Цель планирования испытаний на надежность состоит в определении двух параметров — времени работы изде­ лия на испытаниях и числа объектов, которые необходи­ мо испытать. В зависимости от того, каковы задачи про­ водимых испытаний, их планирование должно быть раз­ личным.

Если необходимо оценить машину комплексно, в це­ лом, то следует так построить план испытаний, чтобы с заданной точностью оценить ее коэффициент готовности. Если требуется оценить только безотказность сложного изделия, то достаточно при испытаниях определить на­ работку на отказ с наперед заданной степенью точности. Если требуется оценить надежность неремонтируемого изделия, то вероятность безотказной работы его должна быть определена с определенной точностью. Для оценки ремонтнопригодного сложного изделия следует оценить среднее время восстановления и т. д.

Рассмотрим сначала полные испытания. При этом будем полагать, что теоретические законы распределе­ ния времени безотказной работы изделия известны из анализа надежности, например, предшествующей модели. При полных испытаниях время испытаний определяется: для N' перемонтируемых изделий временем наступления отказа последнего (N-ого) образца, а для ремонтируе-

69


мых — временем работы всех N0 изделий до получения необходимого числа отказов п0.

Условимся полные испытания неремонтируемого из­ делия считать законченными, если вероятность безотказ­ ной работы его равна R(t„) =0,1. Из этого условия на­ ходится время tи, поскольку функция R(t) считается из­ вестной. Например, для закона распределения Вейбулла, получим

т и) = е

= 0, 1.

Отсюда

 

t* = t0V — In 0,1

(3-71)

Для нормального закона

 

Пользуясь выражением квантиля нормального рас­ пределения, получим

£7o,i =

или

tu= T UQt\e = Т —С/о,9<? = Т -Ь 1)28о —

=

7(1 + 1,28V,),

(3.72)

где v, — коэффициент

вариации времени безотказной

работы.

 

времени безот­

Время испытаний больше среднего

казной работы на величину 1,28 а.

 

Для Nо числа ремонтируемых изделий, среднее число

отказов «о при постоянном

параметре потока отказов

Ао равно

 

 

 

пО~ Ао^и^О'

 

Учитывая, что А о = ----,

где 7ср— теоретическая

Тср

 

 

средняя наработка на отказ, получим

 

't-я

_ яр

(3.73)

Тср

N0

 

70