Файл: Игнатов, В. А. Статистическая оптимизация качества функционирования электронных систем.pdf

ВУЗ: Не указан

Категория: Не указан

Дисциплина: Не указана

Добавлен: 19.10.2024

Просмотров: 131

Скачиваний: 0

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

чени и

и

н а ч а л ь н ы х в е р о я т н о с т е й

 

 

 

 

 

(

(0

= А

1

Ѵо

 

- V

+ ( P i

 

’ loЛ

 

Р

 

 

 

’ lo — ’ll

 

 

 

 

’ ll — Іо

 

 

 

 

f

(0 = а а

1

___ ’ lo

 

е

V + ’h ^Pi-

VoPo

- V

’ ll —

’ lo

Vo - Vi

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

-l.

 

 

 

 

 

t o = P oVq 1 + ( A + A ) ’ ll

 

 

 

 

 

o?= 2 > o

(’ ll —

2iio) ,

A (’ lo —

’ ll) — ’ lo A '

 

 

 

 

 

’ Зо (’ ll —

’ lo)

’ ІО (’ ll

’ lo)

 

 

 

 

[Po’ iö"1 +

(Po +

a ) ’ i f 1]2;

 

 

 

 

 

 

Pi = ^ii

mЧ. + У>п21— іт2(Ха — От0)

 

+

 

 

 

 

2m2

 

 

 

А

 

 

 

 

 

 

 

’ lo’ li

 

( 6 - 20)

( I

S 2 х*і А

*=1 is=о

( ( л ) — К> + т Л — т 2 ф

P i ( h ) = 0,

t = 0, 1, 2;

s

* * i A (^ ) — (От0 + « А — От2ф

 

Â=“l

L i= o

 

 

 

 

X* iVo

X*a (-q1

2v)0) ]

X

’ lo — ’ ll

’ ll

— ’ lo

 

**i-Q?

(2т]о

’ ll)

"* Af,

 

’ lo (’ lo — ’ ll)

’ lo (’ lo —

’ ll)

 

X

( 6-21)

Af,it +

= 0,

Мл = е ~ ^ \ Мл = е ~ ^ \

 

С

учето м

Т О

в устано вивш е м ся

режиме

 

 

( А

=

’ 1 і ( 1

+

Y , ) z - 1 , А

=

’ ) о 2 -1 ,

А

=

А

=

’ lo’ l i a p ( 2 z ) - 1 ,

 

 

 

 

 

 

 

А

=

А

=

Yv’ lo’ liß n

( 2 z ) - 1 ;

 

 

 

V

=

[ ’ lo +

 

’ ll

(1

+

Тѵ)]

г ~ ‘ > h

=

’ lo’ liö p z - 1 ,

 

 

fen =

Yy’lo’lA « -1;

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

,

 

,

 

 

,

((’li — 2у)0)

 

,

( 6- 22)

 

 

h o +

’ 1 . ( 1

+

Tv)]

^

r

 

-

’ lo)

g

+

*(0 =

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

f A 7! ^ 1 + ( A + А ) ’ і Г 1] [’ lo + ’ ll (1 + Y v ) +

 

 

 

A

_

 

 

VoPo

 

\

v

\

 

 

 

 

 

 

+

’ ll

 

’ ll

(’ lo — ’ ll)

 

 

r

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

+

’ lo’ llöp

+

Yv’ lo’ ll^n]

 

 

 

 

 

 

 

где

yv= V7)f1;

z =

nj0 +

к)! (1 +

yv) +

’io’hßp +

Y.’lo’liAt.

 

206


Таким образом, и при параболической аппроксимации нетрудно получить выражения для вероятностных характеристик качества

элементов, в которые вошли бы ЭСВ а0, щ, а2, %>, ап и Тѵ •

Характеристики надежности устройств можно находить стан­ дартными методами, например, используя произведение вероятно­ стей безотказной работы, сумму интенсивностей отказов элементов и т. п. Однако этот путь ведет к трудоемким расчетам, малопри­ годным для инженерного анализа. Поэтому используем приближен­ ный метод определения вероятностных характеристик качества уст­ ройств по вероятностным характеристикам качества элементов.

Сущность предлагаемого метода в следующем. С помощью уравнения связи выходного параметра с внутренними

У’=/(Х і, Хи)

(6-23)

и метода линеаризации находят математическое ожидание выход­

ного параметра

_______

 

 

 

 

 

 

 

 

my= f(m l, rrin).

 

 

(6-24)

Зная

по

ТУ диапазон у маКс—Умин

допустимого изменения

Y,

выбирают уровни

квантования

у и

г/2

и

из решения

уравнения

т у(і)— yj = 0, і= 1,2 находят средние

продолжительности ті, д2

до

пересечения

my (t)

этих уровней. Приближенная оценка

средних

ин­

тенсивностей

пересечения

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Цоу= х~11 , тііг/ = Т-12.

 

 

(6-25)

Эти

оценки интенсивностей

и служат

исходными

для расчета

характеристик качества по формулам типа (6-20) и (6-21). Как и

ранее, начальную вероятность р± выбирают из условия

совпадения

с т2 среднего времени безотказной

работы, найденного по формуле

(6 -2 0 ); оптимальные параметры у*і

и ро определяют формулы (6 -2 1 )

где роль эталонной функции играет (6-24).

что в слу­

Удобство предлагаемого метода

заключается в том,

чае необходимости выходной параметр легко представить как детер­ минированную функцию совокупности ЭСВ параметров элементов.

Для

определения

коэффициента готовности

обслуживаемого

устройства

можно непосредственно

использовать

результаты § 2-4

и можно применить

полученные

выражения для интенсивностей

отказов і-го элемента, интенсивности отказов устройства и спра­

вочные данные [Л. 68 ] о среднем

времени АР

і-то элемента. В уста­

новившемся режиме

вероятность

того, что

откажет і-й

элемент,

(7і =

мин(т)оі, "Пи) [mhh(t]oj,, т]іѵ)]_і,

(6-26)

поэтому среднее время АР устройства

 

 

 

 

п

 

 

 

 

 

Щ — S

УіГПи

 

.

(6-27)

 

І = I

 

 

,_ .

где rrii — среднее время АР і-го

элемента

[Л.

68 ]. Коэффициент го­

товности

&г~Тау(Тоу+ Шр) “ С

 

 

(6-28)

 

 

 

Как видим, преимущество второго способа в том, что попутно определяется среднее время АР устройства. Аналогично нетрудно

207


определить и £т> используя в выражении (6-2 2 ) вместо х\о и г}! интенсивности т]0у и ціу.

Пример 6-4. Рассчитаем вероятностные характеристики качества /?С-генератора (рис. 6-1), используемого в тракте формирования по фазофильтровому методу однополосного сигнала связного радио­ передающего устройства. Выходным параметром служит генериру­

емая частота F—1 800 гц, в роли

внутренних — параметры элемен­

тов фазовращающей цепи (ФЦ)

(на рис. 6-1 ФЦ обведена пунк­

тирной линией). Влиянием реактивных сопротивлений транзисторов и паразитных емкостей пренебрегаем.

Для определения критических значений и динамического диапа­ зона допустимого изменения параметров ФЦ используем известное соотношение

г-

*

і /

Ri (Ci H“ Сг +

С3) +

R 2 (Ca + С3) +

R 3C 3

(6-29>

F =

^ V

--------------- w

t

o

,

-----------------

и условие обеспечения требуемого качества связи

 

 

 

 

 

1 7 0 0 < Д ^ 1

900.

 

 

 

 

 

(6-30)

Выберем

прогрессивную

ФЦ

с

 

коэффициентом

а= 5,

R=

=8,22-ІО3 ом,

 

с = 8 -ІО-10

ф, тогда

Ri=R,

R2 =BR,

Сі = 2 5 С,

Сг=5С, С3= С,

Rz=25 R. С

учетом этого

F =l,18 • 10_2 (І?С).

Вве­

дем нормированные

значения

базовых

 

сопротивлений

и емкости

Rn = R[S,22-ІО"3) -1,

СН= С(8-10_10) _1,

 

тогда

нормированная

час­

тота

 

Fn=F(l 800)-i=(tf„C H) -i.

 

 

 

(6-31)

 

 

 

 

 

В соответствии с [Л. 68 ] примем следующую среднюю скорость ухудшения R и С: <miR=0,l • 10~ 3 ч-1, Отіс=—0,01 • 10~ 3 ч-1.

Среднее время безотказной работы генератора найдем как вре­ мя первого достижения частотой критического значения, которое для FB принимает вид:

 

 

0,944

1,056.

 

 

(6-32)

Так

как miR>\m ic\, то

нормированная частота с

течением

времени

уменьшится,

следовательно,

Т0 необходимо

искать

из урав­

нения

 

 

 

 

 

 

 

 

(1 +

ШщТ0) (1 —mlcT0)

= 0,944.

 

(6-33)

Отсюда Го=656 ч.

 

динамические диапазоны Rn и

Зная

То, нетрудно определить

Св: £ н=

(1 = 1,0656),

Сн= (1=0,99344),

следовательно, Аі?н=0,0328,

ДСв=0,00328. Выбор

условия (6-33) значительно

упрощает весь

расчет — в этом случае интенсивность уменьшения

частоты, интен­

сивность

увеличения сопротивления и интенсивность уменьшения

емкости

совпадают:

т]р=т)л=і'1с = ягідА1?_1н=яіісАС~1н= 3,05Х

Х І 0 ~ 3 ч~1. Последнее является

важным

следствием того, что крити­

ческие значения параметров элементов ФЦ выбирались в соответст­ вии с местом этих элементов в схеме, уравнением связи и критиче­ ским значением частоты генератора. Поэтому вероятности пребы­ вания параметров сопротивлений, емкостей и частоты в соответст­

208


вующих квантах совпадают:

Л> ( О — P t , e А ( О = ( P t +М ) <? ’1<»

Л>(0-= 1— л (О —А (0.

а характеристики надежности ЛС-генератора определяют по фор­

мулам

(6-13), откуда,

например,

Т0= 653

ч,

o2f= (4,64 • ІО2) 2 ч2,

Vt=0,705.

вероятности p t (t) и,

например,

Щц.Шщ,

с помощью фор­

Зная

мулы

(6-17) нетрудно определить оптимальные квантованные зна­

чения

сопротивления, емкости,

частоты

и

начальные вероятности:

Я *он=1,0;

Я * ін = 1,0164;

Я *2н= 1,0984;

С*оа = 1,0;

С *ін= 0 , 99836;

С *2„=0,99016; F*0я= 1 ; Р*ін = 0,986;

Р * 2н= 0,958;

До= 0,99; рі = 0,01.

Моменты нормированной частоты, необходимые для построения ря­

да

Грама — Шарлье, можно

определить как

методом линеаризации,

так

и непосредственно из

формулы (6-14).

Например, найденное

методом линеаризации аналитическое выражение для коэффициента асимметрии имеет вид:

 

 

і4 р = ( 1 - гЗА/?)Ли -Ь(1 + ЗДС)і4 с ,

(6-34)

где

 

и Ас — соответственно коэффициенты асимметрии нормирован-

 

 

 

 

 

 

2

 

 

ных

сопротивления и емкости;

дя=

2

/г*«/?* (0 — 1;

 

 

2

 

 

 

 

і=о

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

ДС =

£

C*tHP t ( 0

- 1.

 

 

 

 

 

 

£=0

 

 

 

 

 

 

На

рис. 6-2 представлены графики rriF(t) и Or{t), на

рис. 6-3—

графики AF(t) и EF(t),

на рис.

6-4 показан вид плотностей вероят­

ностей

нормированной

частоты

для

моментов времени

ti=0(l),

U=326

(2), ^з=653

ч (<?). Отрицательные значения плотности при

/= 0

обусловлены

погрешностями ряда

Грама— Шарлье.

14—385

 

 

 

 

 

 

209