Файл: Эксплуатационная надежность сельскохозяйственных машин..pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 17.10.2024
Просмотров: 59
Скачиваний: 0
tl |
^2 |
*3 |
*4 |
h |
|
h |
*8 |
^9 |
ho |
t n |
5 |
15 |
25 |
35 |
45 |
55 |
65 |
75 |
85 |
95 |
105 |
F i |
f 2 |
F 3 |
f 4 |
f 5 |
F 6 |
f 7 |
f 8 |
F e |
Fio |
F n |
0 ,0 9 |
0 ,2 8 |
0 ,3 7 |
0 ,5 |
| 0 ,6 |
0 ,6 8 0 ,7 4 0 ,8 |
0 ,8 4 0 ,8 7 |
0 ,9 |
|||
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
Рис. 8. Вероятностная бумага для экшшенциального распре деления.
Экспоненциальный закон:
Хе~'4\ / > 0
№ = |
0; f < 0 |
|
к — параметр распределения. Из графика:
к = 0,023 — tgi|>; L — 100 мм;
Rt
Rt = Rmn ~ Rmn = 100 ч; ф = 42°; tg* = 0,9004;
к = 0,023-1-0,9004» 0,02 1/ч;
RT — размах вариации, ч L — ширина графика, мм.
Нормальное распределение
о о
53
Вводят обозначение аргумента
t — Т
U*
о
где Uа — квантиль нормального распределения, то есть это такое значение аргумента, которое соответствует ве роятности отказа — а.
Тогда
U. =
t Г
о а
и уравнение прямой имеет вид
|
1 |
у = kt — а, |
где k = |
Т |
|
----; |
а = -— ; y = U« . |
|
|
а |
о |
Вероятностная бумага для нормального распределе ния приведена на рис. 9. При у = 0 имеем
(3.43)
k
то есть среднее время безотказной работы определяется координатой точки пересечения аппроксимирующей пря мой с осью абсцисс (в единицах времени).
Среднеквадратичное отклонение равно
о = 48,5 ■— ctgip. |
(3-44) |
Пример 2. Дан эмпирический ряд распределения слу чайной величины, характеризующей наработки до отка за шлицев вала КПП гусеничного трактора. Проверить возможность аппроксимации его нормальным законом и определить параметры распределения.
tl |
*2 |
|
U |
h |
*6 |
u |
*8 |
*9 |
* 1 0 |
‘u |
42 |
fl3 |
0,5 |
1,5 |
2,5 |
3 ,5 |
4 , 5 |
5 ,5 |
j 6 ,5 |
7,5 |
8,5 |
9,5 |
10,5 |
11,5 |
12,5 |
F i |
F 2 |
F 3 |
f 4 F 6 F 6 |
f 7 f 8 |
f 9 |
F 10 F u |
F M |
F13 |
||||
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
0,001 |о,002jo,005|0,Ог|о,09jo,29jo, 57 0,8ljo,955 0,9sjo,99^0,9 9 4 J0 ,997
54
Рис. 9. Вероятностная бумага для нормального распределения.
Нормальный закон:
(t- ту
т = |
2J2 |
|
а ]/ 2я |
||
|
Я* = Ямам — #шш — размах вариации;
L — ширина графика, мм;
а, т — параметры распределения. Из графика:
55
at = 48,5 ctg o|r, Rt = 12-103 ч; L = 120 мм;
Ф = 78°; ctgi|> = 0,2126; a = 48,5• 100-0,2126 = 1030 ч;
T = 6300 4.
Распределение Вейбулла-Гнеденко
|
F(*) = 1 — e |
[io 1 . |
|
|||
Преобразуем к виду |
|
|
|
|
||
b lg* = lg*£ + |
lg In ------------- . |
|||||
|
0 |
|
1 |
- |
F(t) |
|
Уравнение прямой будет |
|
|
|
|
||
где |
у = kx — а, |
|
|
|||
|
|
|
|
|
||
У= |
lg In |
1 |
|
х = lg*; |
||
Щ |
’ |
|||||
|
1 - |
|
|
|||
|
а = lg tb0\ |
k = |
b. |
|
||
Тангенс угла |
наклона |
графика |
определяет пара |
метр Ь. Абсцисса точки у = 0 на графике определяет вто рой параметр *о. Тогда
а |
= lg*o- |
х= lg * = - у |
Для этого распределения также имеется вероятност ная бумага (рис. 10). Параметры *0 ;и Ъ с помощью ве роятностной бумаги определяются по выражениям
lg*0 = St -у -; |
Ь = 0 , 0 1 3 ( 3 . 4 5 ) |
L |
Rt |
Здесь St — абсцисса точки пересечения прямой с осью lg*, определенная непосредственно по графику.
Пример 3. Дан ряд распределения случайной -вели чины, характеризующий наработку до предельного со стояния подшипника КПП трактора. Проверить соот ветствует ли распределению Вейбулла — Гнеденко и определить параметры распределения.
56
h |
*2 |
*3 |
u |
*5 |
*6 |
u |
*8 |
*9 |
*10 |
tu |
*12 |
*13 |
0 , 5 |
1 ,5 |
2 , 5 | 3 , 5 |
4 ,5 |
5 , 5 |
6 ,5 |
7 ,5 |
8 , 5 |
9 ,5 |
10,5 |
11,5 |
12,5 |
|
Fi |
f2 |
F3 |
f4 |
F6 |
F6 |
f7 |
f8 |
f9 |
F10 |
Fu |
^12 |
Fj.3 |
|
|
|
■ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 ,0 0 8 |
0 ,0 2 |
0 ,0 5 |
0 ,1 4 |
0 ,2 6 0 ,4 0 0 ,5 4 |
0 ,6 7 0 ,7 9 |
0 ,8 6 |
0 ,9 4 |
0 ,9 7 |
0 ,9 9 2 |
Закон Вейбулла — Гнеденко:
to, b — параметры распределения.
S, |
L_ igt. |
|
Rt |
Шкала t построена по уравнению
S t = 100 lgf мм; 1 < * < 10.
Если 10</^100, значение t умножить на 10.
Если |
100 5^<1000, значение t |
умножить на 100 и |
||
т. д. |
|
|
|
|
Из графика: |
|
|
||
*0 |
= |
7,1 • 103 = 7100 ч; Ъ= 0,013 — |
- tg гф; |
|
|
|
|
Ro |
|
6 |
= |
0,013-100tg-ф; ф = 62°; |
tg лр = |
1,881; |
|
|
Ь = 0,013-100-1,881 =2,46. |
|
Отметим, что описанный графический способ опреде ления параметров теоретического распределения может быть использован и для полных выборок, а также для оценки близости эмпирического распределения к теоре
тическому.
Определение параметров аппроксимирующего выра жения для полных выборок с помощью вероятностной бумаги не освобождает от дальнейшей уточненной про верки распределения по критерию согласия.
57
F
Рис. 10. Вероятностная бумага для закона Вейбулла — Гнеденко.
58
Отметим, что для экспоненциального распределения времени безотказной работы в случае усеченной выборки среднюю наработку до отказа и на отказ можно рассчи тать по простым формулам. Неремонтируемые изделия:
2*< + (Лl - m ) t a
;=1 |
(3.46) |
|
|
Ремонтируемые изделия: |
|
|
2 */ + М> - |
m0)ta |
|
Т,ср. о |
i—\ |
(3.47) |
|
пгл |
|||
|
|
В этих формулах в числителе фигурирует полная на работка всеми изделиями, а в знаменателе число отка зов, имевших место за время суммарной наработки.
Пример 1. 17 тракторов проходили испытания в тече ние 2000 часов. На трех из них имели место поломки ры чагов муфт сцепления в моменты времени ^ = 100 ч, ^2=700 ч, = 1.200 ч, после чего эти машины были сняты с испытаний.
Определить среднюю наработку на отказ и 80-ный ресурс.
Закон распределения экспоненциальный (внезапные отказы).
Средняя наработка на отказ
_ |
100 + 700+ 1200 -H 4 . 2000 = |
|
ср.о |
3 |
|
Вероятность безотказной работы будет |
||
|
|
_± |
|
Я ( Г ) = е |
г ср = 0 ,8 . |
Отсюда находим tf =2250 ч. |
||
Таким образом, чтобы |
обеспечить 80-ный ресурс |
|
2250 часов, |
необходимо среднее время безотказной ра |
боты иметь значительно больше — 10 000 часов.
Пример 2. Для исходных данных примера 1 опреде лить ТСР' 0 и 7, при условии, что муфты были отремонтиро ваны и отработали полный срок испытаний — 2000 ч.
Теперь суммарное время испытаний равно
59