книги / Справочник по техническим средствам сбора и передачи информации

б. ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНАЯ ПРОВЕРКА НАДЕЖНОСТИ

Надежность аппаратуры, в отличие oi других характеристик, определяется действием временного фактора. Поэтому проверить ее можно в результате длитель­ ных испытаний или эксплуатации.

В процессе экспериментальной проверки (эксплуатации) показатели надеж­ ности определяют после накопления статистических данных об отказах. Такие данные можно получать, испытывая множество образцов какого-либо типа аппа­ ратуры до первого отказа каждого из них или один образец, наблюдая за ним до появления множества отказов.

Имеющийся опыт показывает, что получаемые при этом результаты окажутся приблизительно одинаковыми при условии, что интенсивность отказов постоянна, т. е. на нормальном этапе работы аппаратуры, а испытываемые образцы сущест­ венно не различаются по надежности. Однако предпочтение следует отдать пер­ вому способу по следующим причинам [6]:

для накапливания отказов одного образна требуется много времени, поэтому результаты испытаний теряют свое значение;

длительная работа одного образца приводит к его износу, что может ока­ заться мало приемлемым при выпуске дорогостоящей аппаратуры;

всегда имеется некоторая вероятность того, что испытываемый образец значительно отличается по надежности от остальных.

Определение показателей надежности всегда основывается на наблюдениях за ограниченным числом образцов, поэтому результаты всегда носят статистичес­ кий характер и отличаются от истинных математических значений.

При определении статистических характеристик необходимо определить, какой может быть ошибка, допускаемая при замене истинных показателей ста­ тистическими.

Пределы, в которых может находиться истинное значение того или иного показателя, носят название доверительных границ, или доверительного интер-

вала, а вероятность нахождения данного показателя в доверительных границах —

доверительной вероятности [2].

Если К — некоторый вероятностный показатель, а /С* — его статистическая оценка, то

где К* — е и К* + е — соответственно верхний и нижний пределы доверитель­ ного интервала; у — доверительная вероятность (в дальнейшем наряду су будем

пользоваться величиной а , дополняющей у до единицы, т. е. у =			1 — а).
Приведенная формула	означает, что неизвестное	значение	показателя К
с вероятностью у находится	в интервале К* — е; К* +	е.

Рассмотрим два способа определения доверительных интервалов [6). Нормальное распределение используют при нахождении времени безотказ­

ной работы по отказам, закон распределения которых является нормальным. Допустим, что нужно найти доверительный интервал, в котором находится истинное значение среднего времени безотказной работы Топ по результатам наблюдений за п изделиями, каждое из которых испытывается до наступления износового (постепенного) отказа. Ёсли возникает внезапный отказ, то изделие восстанавливается или исключается из числа испытуемых (следовательно, число

пстановится меньше).

Врассматриваемом случае величину 8 можно найти [8] из выражения

7 = Ф (*).

где аргумент функции Лапласа

ej/ п

х = оV2

Отсюда

Ха У	2
е ~ V n	'

где а — среднее квадратическое отклонение случайного времени работы. Пример 4 [8]. При испытаниях 16 однотипных усилителей на постепенные

отказы, регистрируемые при выходе коэффициента усиления за пределы допусков получены значения времени безотказной работы, приведенные в табл 62

Времена безотказн ой р аб о ты и сп ы тан н ы х у си ли телей |

у си л и тел я
ом ер	-
Н	п
|

11 8 0 0

22 6 0 0

у си ли теля			у си ли теля		уси ли теля
ер	кГ	j	ер		ер
омН			омН	*•1»	Ном
3	1 5 5 0	1	5	2 4 0 0	7
4	19 8 0		6	1 0 2 0	8

	усили теля		усили теля		у си л и тел я			у си л и тел я
П '	Ном ер	К	Ном ер	Г*..	Номер	кГ*		Ном ер	К
									#*•*
23 4 0	9	2 060	11	17 5 0	13	1 4 6 0	*	15	2600
18 0 0	10	2 8 3 0	12	16 7 0	14	2 2 0 0		16	1940

Найдем статистическое значение среднего времени безотказной работы:

				С		= г 6 £		7' Г = 2 0 0 0 ‘‘-
							£=1
Статистическое значение среднего							квадратического отклонения
			'■	у		!_ |	л - 1 —			= 480 ч.
Задаемся доверительной вероятностью у s										,9 и по табл. 63 находим аргу-
мент функции Лапласа			х =	1,15.
												Таблица 63
Значения	ф у н кц и и	Л а п л а с а	Ф(дг) —			J	w* du
	Ф (ЛГ)					Ф (X)				Ф (д)		Ф (* )
0,00	0 ,0 0 0 0	0 ,7 5			0 ,7 1 1 2			1 ,4 5		0 ,9 5 9 7	2,1 5	0 ,9 9 7 6
0 ,0 5	0 ,0 5 6 4	0 ,8 0			0 ,7 4 2 1			1,5 0		0 ,9 6 6 1	2,20	0 ,9 9 8 1
0,10	0 ,1 1 2 5	0 ,8 5			0	,7 7 0 7		1,55		0 ,9 7 1 6	2 ,2 5	0 ,9 9 8 5
0 ,15	0 ,1 6 8 0	0 ,9 0			0 ,7 9 6 9			1,60		0 ,9 7 3 6	2 ,3 0	0 ,9 9 8 8
0,20	0 ,2 2 2 7	0 ,9 5			0 ,8 2 0 9			1,65		0 ,9 8 0 4	2 ,3 5	0 ,9 9 9 1
0,2 5	0 ,2 7 6 3	1,00			0 ,8 4 2 7			1,70		0 ,9 8 3 8	2 ,4 0	0 ,9 9 9 3
0,30	0 ,3 2 8 6							1	75	0 ,9 8 6 7	2 ,4 5	0 ,9 9 9 5
0,35	0 ,3 7 9 4	1,05			0 ,8 6 2 4			1,80		0 ,9 8 9 1	2 ,5 0	0 ,9 9 9 6
0,40	0 ,4 2 8 4	1,10			0 ,8 8 0 2			1,85		0 ,9 9 1 1	2 ,5 5	0 ,9 9 9 7
0 ,4 5	0 ,4 7 5 5	1,15			0 ,8 9 6 1			1,90		0 ,9 9 28	2,6 0	0 ,9 9 9 8
0,50	0 ,5 2 0 5	1,20			0 ,9 1 0 3					0 ,9 9 4 2	2 ,6 5	0 ,9 9 9 8
0,5 5	0 ,5 6 3 3	1	2 5		0,9 2 29			1,95			2 ,7 0	0 ,9 9 9 9
0,60	0 ,6 0 3 9	1,30			0 ,9 3 4 0			2 ,0 0		0 ,9 9 5 3	2 ,7 5	0 ,9 9 9 9
0,65	0,64 20	1,3 5			0 ,9 4 3 8			2 ,0 5		0 .9 9 6 3	2 Д 0	0,9 999
0,70	0 ,6 7 7 8	1,40			0 ,9 5 2 3			2,10		0 ,9 9 7 0	3,0 0	1,0 0 0 0

Следовательно,	1,15 . 480 . 1,41
ха У 2		= 194 ч.
е	/ Т б
~ V T
Таким образом, истинное	значение среднего времени безотказной работы

по износовым отказам находится в пределах 1806 **<Т 0П< 2194 ч,

т. е. в 90 случаях из 100 среднее время безотказной работы будет лежать между 1806 и 2194 ч.

Экспоненциальное распределение. При определении показателей надежности чаще приходится находить доверительные интервалы, в которых находится сред­ нее время безотказной работы, на этапе внезапных отказов, т. е. когда действует экспоненциальный закон распределения случайного времени до наступления отказа.

При этом условии среднее время безотказной работы находится в пределах

2tn

< Го = /ср <

*р, (2п) '

где tn — суммарное время, накопленное до отказов и между отказами при наблю­ дении за всеми испытуемыми экземплярами изделия; п — число отказов; *р(2п) — функция, определяемая по таблице для различных значений 2п и Р, причем для

а	а
нижнего предела §* = -у , а для верхнего р2 =	1 ---- ^ .

Пример 5. Необходимо определить среднее время безотказной работы 15 об­ разцов аппаратуры, за каждым из которых наблюдали до первого отказа. Вре­ мена до первого отказа (времена безотказной работы) приведены в табл. 64.

Времена	безотказн ой	работы	и сп ы танн ой		а п п а р ату р ы		омНер рбоазц а ппаа р а ­ туры
омНер образца папа р а ­ туры	омНер	образц а папар а ­ туры	К.	омНер рбоазц а	папа р а ­	туры
	а*
	*•-»		*•«*
!	51	4	35		7	10	10
2
	37	5	68		8	76	11
3	54	6	35		9	60	12

Следовательно, суммарное время безотказной работы

15

л-

к

25

45

36

Таблица 64

Н ом ер об р азц а ап п ар а ­ туры

1363

1438

1555

/„ = 2 Т* = 668 ч.

Поэтому среднестатистическое значение среднего времени безотказной работы

т *		= — =	668
1	о		= 44,5 ч.
		п	15

Для определения доверительного интервала, в котором находится Т0, зада­ емся у = 0 ,9 . При этом а = 0 ,1 . Следовательно,

Pi = Y = 0.05 И р2 = 1 - - i = 0,95.

По табл. 65 находим!
						*р, (2n) =			XQ_05 (30) =			43,8;
						(2л) =			^о>95(30) =			18,5.
			2													Таблица 65
З н ач ен и я					д л я	оп ределени я до вер и тел ьн ы х							гран и ц	при	эксп о н ен ц и ал ьн о м
	ф у н кц и и х^ (2 л )
р асп р ед елен и и			врем ен и	б езо тказн о й работы
2п	0 .9 5		0 ,9 0	0 ,8 0		0 ,7 0					0,20		0,10		0,02	0,01
							0 .5 0			0 ,3 0				0 ,0 5				0 ,0 0 5
2	0	,1 0 3	0,211	0	,4 4 6	0 ,7 1 3	1 ,3 8 6			2,41	3 ,2 2		4 ,6	6,0	7,8	9 ,2	1 11,6
4	0,71		1 ,06	1 ,6 5		2 ,1 9	3	,3 6		4,9	6,0		7,8	9,5	11,7	13 .3		14.9
6	1,63		2,20	3	.0 7	3,83	5,35			7,2	8,6		10,6	12,6	15.0	16,8	,	18,6
8	2,7 3		3 ,4 9	4	,5 9	5 ,5 3	7	.34		9,5	11,0		13.4	15,5	18,2	20,1		2 1 .9
10	3,9 4		4 ,8 6	6	,1 8	7,27	9 .3		4	11,8	13.4		16,0	18.3	21,2	2 3 ,2		25 .2
12	5	,2	6 .3	7.8		9,0	11	.3		14.0	15 .8		18 .5	21,0	24.1	26,2		28.3
14	6,6		7,8	9,5		10,8	13	.3		16,2	18,2		21,1	23 .7	26 .9	29,1		3 1 .0
16	8,0		9.3	11,2		12,6	15	.3		18,4	20 .5		23 .5	26 .3	2 9 .6	3 2 .0		3 4 .0
18	9,4		1 0,9	12,9		14.4	17 .3			20,6	22.8		26 ,0	2 8 .9	32 .3	3 2 .8		37 .0
20	10,9		12,4	14	.6	16,3	19.3			22,8	25 .0		28,4	3 1 .4	3 5 ,0	3 7 .6		4 0 .0
22	12	.3	14,0	16.3		18,1	21 .3			24,9	27 .3		3 8 ,0	33 .9	37 .7	4 0 .3		4 2 .5
24	13	.8	15,7	18,1		19,9	23 .3			27.1	29 .6		3 3 .2	36 .4	4 0 .3	4 3 .0		4 5 .5
26	15	.4	17,3	19,8		21,8	2 5 .3			29.3	3 1 ,8		3 5 .6	38 .9	4 2 .9	4 5 .6		4 8,0
28	1 6 .9		17,9	21.6		2 3 ,6	2 7 .3			31.4	3 4 .0		3 7 ,9	41 ,3	4 5 ,5	4 8 .3		5 1 .0
30	1 8 .5		20,6	23 .4		25 .5	2 9 .3			3 3 .5	3 6 .3		4 0 .3	4 3 .8	4 8 .4	5 0 .9		5 4 .0

Таким образом, нижний предел среднего времени безотказной работы

	(2л)	2 . 688 =	30,7 ч.
		43.8
	а верхний
	2/„	2 - 668 =	72,5 ч,
	*р,(2л)
		18.5

т. е. в 90 случаях из 100 истинное значение среднего времени безотказной работы лежит в пределах 30,7—72,5 ч.

6. СВЯЗЬ М ЕЖ Д У НАДЕЖНОСТЬЮ и э к о н о м и ч н о с т ь ю

Надежная работа ТССПИ необходима не только с технической, но и с эконо­ мической точки зрения. Совершенно очевидно, что предприятия, внедряющие у себя различные устройства ТССПИ, заинтересованы в снижении себестоимости выпускаемой продукции, т .е . в получении определенной народнохозяйственной эффективности

_ А

t ~ w '

где А — народнохозяйственный эффект; Ф — народнохозяйственные затраты.

Полная стоимость разработки, производства и эксплуатации современных радиоэлектронных систем (к которым относятся ТССПИ)

с = ср + сп + с9,

где Ср, Сп и Сэ — затраты соответственно на разработку, производство и связан­

ные с эксплуатацией аппаратуры.

График зависимости С от вероятности безотказной работы (эксплуатацион­ ной надежности), изображенный на рис. 82, имеет минимум при некоторой надеж­ ности, являющейся оптимальной с экономической точки зрения.

Одним из важнейших условий определения народнохозяйственной эффектив­

ности является изучение не только з	>ат на изготовление новых конструкции
приборов (систем), но и расходов на	эксплуатацию. В литературе [4, 9, 11,
	14, 16]	отмечается, что стоимость экс­
	плуатации технических изделий в 10—
	100 раз	больше стоимости изготовле-

			Неоймдимоеколичество систем
Рис. 82. Графики	зависимости	Рис.	83.	Резерв, необходи­
стоимости затрат	на разработ­	мый	для	обеспечения веро­
ку, производство	и эксплуата­	ятности		безотказной работы

цию устройств (систем) от веро­	не менее 95%.
ятности безотказной работы.
Основным, решающим фактором,	определяющим величину расходов на

эксплуатацию различных приборов и систем, является их надежность. Как влияет надежность изделий на их стоимость, видно из следующего примера [17]. Пред­ положим, необходима система, имеющая вероятность безотказной работы 95%. В процессе производства удалось достичь всего 50%. Оценим, во что обойдется такая неудача. Ввиду того, что системы с 95% -ной надежностью мы не имеем, приходится вводить дублирующие системы, чтобы скомпенсировать недостатки разработки и производства. Из рис. 83 можно видеть, что в этом случае потре­ буется пять дополнительных систем.

Следовательно, стоимость отказа определяет не только число отказов, но и резерв, необходимый для успешного выполнения заданных функций. Одна ко стоимость резервированной аппаратуры, помимо собственной стоимости, вклю­ чает и стоимость, связанную с техническим обслуживанием. В приведенном при­ мере кривая рис. 83 иллюстрирует увеличение отказов при уменьшении безотказ­ ности ниже 0,95. Она получена из среднего времени между отказами, вычисленного для различных значений надежности. Наработка на отказ в системе, имеющем вероятность безотказной работы 95%, в 14 раз больше, чем в системе с 50% ном вероятностью. Поэтому последняя должна ремонтироваться 14 раз в течение меж­ ремонтного срока для аппаратуры с 95%-ной вероятностью. В конечном итоге наличие пяти таких систем приведет к усложнению текущего и профилактичес­ кого ремонтов по сравнению с одной системой, имеющей 95%-ную надежность, в 70 раз.

Таким образом,- вопросы повышения надежности становятся уже не только технической, но и экономической задачей, и именно экономическая сторона дела оказывает на решение проблемы надежности все более сильное влияние. Следует однако отметить, что экономические проблемы надежности в настоящее время еще мало изучены. Для того, чтобы получить цифры, на которые можно было бы полагаться при оценке стоимости разработки и производства (в зависимости от надежности работы аппаратуры), необходимо иметь большое количество статисти­ ческих данных, характеризующих эксплуатационную надежность соответствую­ щей аппаратуры. В связи с этим ведение журналов технического состояния ТССПИ должно быть непременным условием грамотной их эксплуатации. Это обеспечит систематический сбор данных по надежности. Возможная форма ведения жур­ нала технического состояния ТССПИ следующая:

				Блок,	в ко­
				тором	об­	Вид
	Д ата		Х ар актер	наруж ена			Время	Время
				неиспра:.		неис-
№ по	и	вре­	п роявле­	н о сть	(но­	прав	начала	окон -
пор	мя	о т ­	ния не­	мер схемы		ности	ремон­	чания
	каза		и справ­	и обозн а­		(при ­	та	ремонта
			ностей	чение	эле­	чина)

м ента в» схеме)

Ф ам и л и я устран и в­ ш его неис­ правность

1 2 3 4 б 6 7 8

Рассмотрим некоторые вопросы планирования целесообразных показателей надежности и ремонтопригодности ТССПИ.

В'литературе встречаются различные подходы к определению упоминавшейся выше оптимальной надежности. Один из наиболее приемлемых подходов предло­ жен в работе [3] и состоит в следующем. При задании параметров аппаратуры различных сложных автоматических (автоматизированных) систем для промыш­ ленности наиболее приемлемым следует считать критерий суммарных приведен­ ных затрат (т. е. затрат на единицу продукции объекта управления), поскольку последний учитывает затраты на разработку, изготовление и эксплуатацию. В таких системах различная аппаратура имеет разную экономическую значи­ мость, которая определяется величиной ущерба, вызванного ее отказом.

При учете экономической значимости используемой в системе аппаратуры пользуются так называемым оптимальным вектором йнтенсивности отказов (^*), совокупность компонент которого минимизирует величину суммарных приведенных затрат по аппаратам системы.

Компонента оптимального вектора интенсивности отказов 1

PaiCot (К О 1 1

К

(с-‘+?)г.* j

где — коэффициент, равный отношению календарного количества часов в году к количеству часов работы аппарата за год; а / — коэффициент i - го аппарата, которым устанавливается соотношение между величиной изменения его интен­

сивности отказов и стоимости (а = 0,2 -г- 2,0); Со/ — стоимость		I-го аппарата
с фактической интенсивностью отказов,	руб.; t a / — фактическая	интенсивность
отказов /-го аппарата, 1/ч\ См1 — затраты	на материалы, связанные с устранением

отказа /-го аппарата, руб.; g j — «вес» /-го аппарата в системе, определяемый

величиной ущерба, вызванного отказом этого аппарата, руб.; р, =

-----интен-

сивность восстановления аппарата, 1/ч; Тв — время восстановления аппарата, ч; T J — нормативный срок окупаемости, ч.

t/ч

Рис. 84. Номограммы для определения оптимальной интенсивности отказов (а)

С целью доведения расчетов до уровня,				приемлемого в инженерной прак­
тике, разработана номограмма (рис. 84, а).
Пример	6. Требуется	определить	величину оптимальной интенсивности
отказов для	аппаратуры автоматизации со следующими параметрами: Р = 1.33;
а== 1; С0=	100 руб.; А,0=	30-Ю'® 1/ч;	См=	7 руб.; £ = 80 рублей/ч\ Тв =г 1 ч;

Т0* = 22 000 ч.

Расчет будем производить в соответствии со схемой, показанной на рис. 84, а: 1) отложив на шкале g значение g = 80 рублей/ч, а на шкале Тв = 1 ч, Со­

единяем их прямой и отмечаем точку пересечения данной прямой со шкалой ух; 2) полученную на шкале уг точку соединяем со значением См= 7 руб. на

шкале См. При этом засекаем точку пересечения данной прямой со шкалой / , а полученную на последней отметку «80» переносим на шкалу //;

3) отметку «80» на шкале II соединяем прямой со значением С0= 100 руб.

на шкале С0. После чего засекаем точку пересечения данной		прямой со шкалой
у2; полученную на этой шкале	точку соединяем прямой	со значением Х0 =
= 30-10“ 5 11ч шкалы Х0 (при	а = 1);
4) на шкале X* получаем ответ оптимальную интенсивность отказов для на­
шего случая X* = 14-1СР5 1/ч\		720 ч ) 0,9.
5) оптимальная вероятность безотказной работы (при t =

Для определения оптимальных параметров ремонтопригодности (интенсив­ ности восстановления) аппаратуры используют критерий суммарных приведен­ ных затрат, которым будут учитываться (в функции от интенсивности восстанов-

и восстановления (б) аппаратуры автоматизации.

ления) стоимость аппаратуры автоматизации, затраты на ее ремонт и величина эксплуатационных затрат. При этом вводится понятие оптимального вектора ин­ тенсивности восстановления аппаратов системы (р*), совокупность компонент которого минимизирует величину суммарных приведенных затрат по аппаратам системы. Компонента оптимального вектора интенсивности восстановления

1

*h i St

i№oHi

где р 0/ фактическая интенсивность восстановления f-ro аппарата, 1/ч\ Д 01— стоимость i-го аппарата автоматики с фактической интенсивностью восстанов­ ления, руб.; у/ — коэффициент i-го аппарата, характеризующий соотношение между изменением его интенсивности восстановления и стоимостью (исследо­

вания показывают, что у = 0,3

3).

9 2-401

Как и в предыдущем случае, для доведения данных расчетов до уровня, прием­ лемого в инженерной практике, предлагается номограмма (рис. 84, б).

Пример 7. Требуется определить величину оптимальной интенсивного вос­ становления для аппаратуры автоматизации со следующими параметрами: р0=

= 0,6 l/ч; g =	100 рублей/ч; Х0 =		50 • 10“ S l/ч; Р =	1,34; Т%= 22 000 ч; Д0 =
в* 400 руб.;	у =	1,5.	соответствии со	схемой, изображенной на
Расчет будем		производить в
рис. 84, б:

1) отложив на шкале g значение g=100 рублей/ч, а на шкале До=400 руб., соединяем их прямой. При этом точку пересечения прямой со шкалой I засекаем; 2) откладываем на шкале А.0 точку Х0 = 50 -г-10” 5 1/ч, после чего последнюю соединяем с точкой на шкале / прямой; точку пересечения данной прямой со

шкалой II отмечаем;	у = 1,5) и соединяем
3) откладываем на шкале ц0 точку р0= 0,6 1/ч (при
прямой с отмеченной точкой на шкале II. Данную прямую	продолжаем до пере­

сечения со шкалой |х*. На шкале \i* получаем ответ — оптимальную интенсив­ ность восстановления рассматриваемой аппаратуры автоматизации: ц,* = 0,8 1/ч

(Т*восст= 1.25 ч).

Изложенная методика приближенного расчета величин оптимальных пара­ метров надежности и ремонтопригодности может быть использована как при разработке, так и при выборе ТССПИ. При этом полученные значения оптималь­ ных интенсивностей отказов А,* и восстановления |х* сопоставляются с исходными значениями Я0 и р,0* Если они значительно отличаются (более чем на 20—30%), то следует попытаться изменить комплектацию оборудования (выбирая аппара­ туру с другими интенсивностями отказов Xoi и восстановления р-0/) или исполь­ зовать мероприятия по повышению надежности (резервирование, улучшение системы технического обслуживания и т. д.) и провести повторный расчет опти­ мальной интенсивности отказов.

ЛИТЕРАТУРА

1.

В е н т ц е

л ь

Е.

С.

Т еори я

в ер о ятн о стей . М .,

«Н аука»,

1969.

2.

Г н е д е н к о

Б .

В.

и

д р.

М атем атически е

м етоды

теории

н ад еж н о сти

М .,

«Н аука», 1965.

3.

Г о р л и н А ,

М .

П ланирование

ц елесообразны х

п ар ам етр о в

н адеж н ости

и рем он ­

топригодности

ап п аратуры

автом атически х

оистем . — В с б .:

« М ехан изац ия и а вто м ати зац и я

уп равлен ия» .

Кв б. К ..

1969.

В.

Н ад еж н о сть

устр о й ств

автом атики . М .,

«Э нергия», 1964.

4.

Д р у ж и н и н

Г .

5.

Е р ш о в а

Э.

Б .

и

д р .

О сновы

релей ной

авто м ати ки .

М .,

«С вязь»,

1969.

6.

З и з е м с к и й

Е.

И .

Н ад еж н о сть

радиоэлектрон н ой

а п п ар ату р ы .

Л .,

«С удостро­

ение», 1967.

7.

К у з н е ц о в

А.

С.

Н а д еж н о сть

радиолю б ительской

ап п ар ату р ы .

М .,

«Энергия».

1969.

8.

К у з н е ц о в

В.

А.

О сновные

во п росы

н ад еж н о сти

радиоэлектронной

ап п ар ату р ы ,

М ., «Э нергия»,

1965.

Л .

П .

В ведение

в

теори ю

н адеж н ости радиоэлектронной

ап п ар ату р ы .

9.

Л е о н т ь е в

Р и га, И зд-во

АН

Л ат . С С Р,

1963.

10.

М а р ч у к

Б.

Е.

Н аработка

на

о тказ

и

оценка стоимости

электрон ной вычисли*

тель н о й

ап п ар ату р ы . —

«А втом ати ка,

телем ехани ка

и

связь»,

1968,

К*

11.

11.

Р э й м о н д

С.

А. Н адеж н ость

и

стоим ость о тказа ап п ар ату р ы . —

В

с б .: «Вопросы

н адеж ности

рад иоэлектронн ой

ап п аратуры » . М .,

«Советское

радио»,

1959.

12.

П о

л о в к о

А.

М .

О сновы теории

н адеж н ости .

М .,

«Н аука»,

1964,

13.

С о т

с к о в

Б.

С,

Основы

теории

и расчета

надеж н ости

элем ен тов

и

у строй ств

автоматики и вы числительной

техни ки .

М .,

«Высшая

ш кола», 1970.

14.

Ш и ш о н о к

Н .

А.

и

д р. О сновы

теории

надеж н ости

и эксп луатац и и

рад и о эл ект­

ронной

техни ки . М .,

«С оветское

радио»,

1964.

15.

Ш о р

Я .

Б .

С тати сти чески е

методы

ан ал и за

и

к о н т р о л я

качества и

н адеж н ости .

М ., «С оветское радио»,

1962.

16.

S t e r n b e r d

A. .

Z o u t u l f

Т .

S.

R e lia b ility

T rad e — o ff

A n a ly sis ,

IR E

In te r ­

na Ilona 1 C o n v en tio n

R eco rd ,

1 9 6 1 ,

M arch ,

P a r t

6 .

17.

W l n

l a n

d E

S. S y stem

E v a lu a tio n e r

R e lia b ility

in

E letro n lc

P e rs p e c tiv e

G R E

T ran s. R e lia b ility

and

Q u a lity

C o n tro l

2 .,

1 9 6 2 ,

v. R Q C — 1 1 ,

M

W

Глава VIII. ЭКСПЛУАТАЦИЯ

И ЭКОНОМИЧЕСКАЯ ЭФФЕКТИВНОСТЬ СРЕДСТВ СБОРА И ПЕРЕДАЧИ ИНФОРМАЦИИ

1.ПРАВИЛА ОРГАНИЗАЦИИ ЭКСПЛУАТАЦИИ

Взадачу службы эксплуатации средств сбора и передачи информации входит обеспечение бесперебойной работы средств сбора и передачи информации путем организации постоянного текущего обслуживания хозяйства связи, планово­ предупредительных ремонтов, плановых электрических измерений качественных параметров аппаратуры и каналов связи, проведения капитальных ремонтов, ведения учетной и технической документации. Организация эксплуатации лежит на отделах, управлениях, цехах связи или цехах технической диспетчеризации промышленных предприятий. На эти же подразделения возложено дальнейшее развитие и совершенствование средств связи. Текущее обслуживание средств производственной связи проводится цехами связи, а на предприятиях* где все подразделения связи, СЦБ и телемеханики объединены,— цехами технологичес­ кой диспетчеризации. Объем работы, структура и численность персонала этих служб определяется количеством средств связи, имеющихся на данном промыш­ ленном предприятии. Цеха связи обычно подчиняются главным энергетикам предприятий. Отдельные цеха связи и цеха технологической диспетчеризации крупных предприятий могут иметь дополнительные службы: монтажные, кон­ структорские и исследовательские группы или лаборатории, диспетчерскую службу, мастерскую, гараж аварийного транспорта и т. д.

Организационно цеха могут делиться на участки, построенные по принципу узкой специализации (участки телевидения, радиосвязи, по обслуживанию або­ нентских пунктов) или по территориальному принципу, когда участки или бригада обслуживают все средства связи производства или группы цехов. Первый способ имеет преимущества в том случае, когда основной ремонт оборудования ведется на месте. Второй предпочтителен при наличии мастерских централизо­

ванного ремонта.

В настоящее время не существует общепринятых нормативов по обслужива­ нию средств производственной связи, на основе которых можно было бы рассчи­ тывать численность производственного персонала цехов технологической диспет­ черизации (цехов связи). Однако многие министерства и ведомства на основе имею­ щегося опыта эксплуатации установили такие нормативы (Министерство путей сообщения, Министерство энергетики и электрификации, Госстрой СССР и др.).

В табл. 66 приведены нормативные данные по обслуживанию различных устройств производственной связи, принятые как средние по материалам неко­ торых министерств и ведомств [2].

Общецеховой персонал комплектуют исходя из следующих данных. На каждые 15 электромонтеров назначают начальника участка или мастера. При наличии на предприятии кабелей связи емкостью до 5000 км-nap вводят дополни­

тельные две штатные единицы, емкостью 5000—10 000 км-пар — пять	единиц
и свыше 10 000 км-пар — шесть единиц. Число инженерно-технических	работ­

ников и служащих, руководящих работой и хозяйственной деятельностью цеха технологической диспетчеризации (связи), должно составлять до 6% от норма­ тивной численности рабочих и телефонистов.

Поддержание средств связи в работоспособном состоянии возможно только при наличии соответствующего обеспечения цехов связи материалами на теку­ щее содержание обслуживаемых устройств. Стоимость этих материалов по данным Министерства путей сообщения указана в табл. 67 [21.