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: 115
Скачиваний: 0
Так же, как и интенсивность ухудшения параметра, найдем интенсивность увеличения или уменьшения параметра на. величину Алу. Случайное время пребывания процесса в интервале [Хі, хш] при пересечении уровня х;+і с положительной или отрицательной производной
\ = ю -’ farcsin (Хг+і—а0) д^-1 — arcsin (Xj — а0)а^~!], (7-47)
интенсивность увеличения или уменьшения параметра на |
величи |
ну ДХі |
|
Ѳ(Axt) = to [arcsin (Хі + , — д0) а ^ 1— arcsin (xt — д0) д ^ 1]- С |
(7-48) |
Используя выражение (7-48), нетрудно, как и ранее, определить |
|
числовые характеристики этой интенсивности. |
|
Если в выражении (7-48) m ,= im2= 0, o2i= a22=o'2s, закон распре |
деления выбран в соответствии с корреляционной функцией процес са, то уравнение (7-38) является неканонической формой его анали тического представления. И хотя для вероятностного определения
интенсивностей стационарного |
процесса соотношения (7-43) — (7-48), |
к сожалению, не справедливы |
(при т3 =0 они теряют смысл), в ста |
тистическом анализе методом марковской аппроксимации они играют большую роль.
Для стационарного процесса, который имеет с вероятностью
единица непрерывную |
производную, |
интенсивности Ѳ(і, х) и ц(і, х) |
пересечения уровня х, |
такого, что |
0< Е (х )< 1 [Е (х )— одномерная |
функция распределения процесса], связана с одномерной функцией распределения следующим важным предельным соотношением:
Ѳ(t , X) _ 1 — F(x)
(7-49)
(*.*)“ fW ’
из которого следует, что в установившемся режиме длительности по ложительных и отрицательных выбросов процесса за уровень х имеют один и тот же тип закона распределения.
Действительно, вероятность того, что Х(і) пересечет уровень х с отрицательной производной в промежутке времени At при условии, что в момент То имело место пересечение х с положительной произ водной,
f |
х) |
At = |
1 — J f С*, X) dt |
7] (t, |
х) At, |
(7-50) |
|
где f(t, х) — закон |
|
|
*0 |
|
|
|
|
распределения длительности положительного вы |
|||||||
броса процесса |
за |
уровень х. Из соотношения |
(7-50) |
следует: |
|||
|
|
7) (t, |
X) = |
f ( t , X) |
|
|
|
|
|
t |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
j f (*. X) |
d z |
|
|
а для установившегося режима использование соотношения (7-49) дает:
................... |
1 - F ( x ) |
llm |
f(t.x) |
(7-51) |
lim Ѳ(t, x) = |
—я м — |
t |
||
t 00 |
r |
t —>00 |
|
|
J f (<x) dz
246
Следоватёльно, законы распределения положительных и отрица тельных выбросов стационарного процесса отличаются лишь число
выми характеристиками. Если |
х — медиана, |
то |
F(x)= 0,5 и тогда |
|
и числовые характеристики длительностей полностью совпадают. |
||||
Соотношения (7-49) —(7-51) |
позволяют |
связать |
интенсивности |
|
пересечений стационарного случайного процесса, |
его |
одномерную |
функцию распределения и законы распределения длительностей поло жительных и отрицательных выбросов. Их использование дает воз можность упростить отыскание различных вероятностных характери стик стационарных процессов.
Так как корреляционную функцию можно приближенно выразить через интенсивности пересечения процессом фиксированных уровней (2-28), то появляется возможность находить в замкнутом виде ана литические соотношения между интенсивностями, корреляционной функцией, спектральной плотностью, законами распределения про должительностей выбросов и одномерной функцией распределения.
Кратко остановимся на определении интенсивностей ТО. Так как распределение любого процесса ТО, который включает серию после довательных операций, можно представить в виде гамма-распределе ния с приведенной интенсивностью (2-3), то, вводя ЭСВ — случайное время обслуживания т и ЭСВ — случайное число операций М, не трудно определить приведенную интенсивность и ее числовые харак теристики, выраженные через характеристики этих ЭСВ:
М |
m l g2m- f /я■м12 |
|
(7-52) |
Таким образом, зная то или иное аналитическое представление процессов ухудшения качества и ТО, включающее ЭСВ, характери стики которых могут быть относительно более просто предсказаны, и используя методы, изложенные выше, можно вероятностными мето дами определять интенсивности марковских моделей, необходимые для вероятностного анализа качества проектируемых изделий.
7-5. Выводы
1. При оптимизации качества электронных систем целесообразно использовать такие исходные статистические данные, которые обес печивают простоту и малую трудоемкость получения статистической информации, возможность применения несложных вероятностных ме тодов ее обработки и получения требуемой точности результатов расчетов. В предлагаемых методах анализа и оптимизации качества роль исходных статистических данных играют порядковые статисти ки, определяющие законы распределения продолжительностей пре бывания электронных систем в различных состояниях: в работоспо собном состоянии, на аварийном ремонте, профилактическом обслу живании и т. п.
2. Оценка параметров марковских однородных моделей в усло виях полной определенности, когда необходимые порядковые стати стики известны и план испытаний регламентирован, приводит к хо рошо разработанным процедурам оценки параметров экспоненциаль ных распределений. Оценка параметров марковских неоднородных моделей в условиях полной определенности производится известными
247