- •ОГЛАВЛЕНИЕ
- •Обозначения
- •ВВЕДЕНИЕ
- •1. МОДЕЛЬ РАСЧЕТА ОБЪЕМА ВЫБОРКИ И ПЛАНИРОВАНИЕ ЭКСПЕРИМЕНТА
- •2. МОДЕЛЬ ОЦЕНИВАНИЯ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ДОЛГОВЕЧНОСТИ ТС
- •2.1 Оценка среднего технического ресурса до первой замены элементов ТС (точечная оценка)
- •2.2 Расчет доверительного интервала среднего технического ресурса ТС
- •2.3 Оценка параметра масштаба закона Вейбулла-Гнеденко
- •2.4 Проверка нулевой гипотезы
- •2.5 Оценка характеристик теории вероятности: плотности вероятности и функции распределения отказов f(L), F(L)
- •3. МОДЕЛЬ ОЦЕНИВАНИЯ КОЛИЧЕСТВЕННЫХ ХАРАКТЕРИСТИК ДОЛГОВЕЧНОСТИ И БЕЗОТКАЗНОСТИ
- •3.1. Оценка вероятности безотказной работы
- •3.2 Определение потребности в запасных частях
- •3.3 Оценка гамма - процентной наработки до отказа
- •3.4 Оценка интенсивности отказов
- •4 ОЦЕНКА ПОКАЗАТЕЛЕЙ ПРОЦЕССА ВОССТАНОВЛЕНИЯ (ГРАФОАНАЛИТИЧЕСКИЙ МЕТОД)
- •4.1 Ведущая функция потока отказов (функция восстановления)
- •4.2 Параметр потока отказов
- •4.3 Графоаналитический метод расчета ведущей функции и параметра потока восстановления
- •5 РАСЧЕТЫ НА ЭВМ
- •6 МЕТОДИЧЕСКИЕ ТРЕБОВАНИЯ К ВЫПОЛНЕНИЮ ПРАКТИЧЕСКИХ И КУРСОВЫХ РАБОТ
- •БИБЛИОГРАФИЧЕСКИЙ СПИСОК
- •ПРИЛОЖЕНИЯ
- •ПРИЛОЖЕНИЕ А
- •ПРИЛОЖЕНИЕ Б
- •ПРИЛОЖЕНИЕ В
2. МОДЕЛЬ ОЦЕНИВАНИЯ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ДОЛГОВЕЧНОСТИ ТС
По расчетной модели объемы выборки и принятого плана испытаний
представляется возможным оценить показатели долговечности ТС: технический ресурс, срок службы и другие.
На основе собранного экспериментального материала в реальных условиях эксплуатации ТС (либо по таблицам случайных чисел) составляются (в автоматизированном исполнении на ЭВМ) выборки или вариационные ряды до первых и последующих замен выбранного объекта исследования, например, автомобили марок КамАЗ, ГАЗ, МАЗ, ВАЗ и др. В Приложении Б представлены выборки технического ресурса до первой, второй, третей замены элементов транспортных средств.
В качестве примера оценим показатели долговечности ТС до первой замены рулевого механизма КамАЗ.
I. |
98 |
101 |
104 |
112 |
115 |
|
119 |
|
126 |
135 |
138 |
140 |
145 |
152 |
164 |
174 |
|||||||
179 |
181 |
195 |
214 |
|
220 |
237 |
|
260 |
264 |
269 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
II. |
19 |
29 |
31 |
47 |
69 |
89 |
|
106 |
111 |
127 |
136 |
146 |
147 |
148 |
150 |
153 |
|||||||
154 |
155 |
161 |
165 |
|
170 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
III. |
41 |
12 |
15 |
17 |
|
19 |
35 |
39 |
42 |
46 |
|
58 |
76 |
85 |
44 |
50 |
15 |
18 |
59 |
|
2.1 Оценка среднего технического ресурса до первой замены элементов ТС (точечная оценка)
Точечной оценкой среднего технического ресурса до замены элемента ТС между заменами является выборочная средняя, тыс. км:
ˆ |
|
1 |
N |
|
Lср |
= |
N |
∑ Li |
(7) |
|
|
i=1 , |
где Li - i – й член вариационного ряда, тыс. км.
ˆ |
= |
1 |
(98 |
+ 101 + 104 |
+ ... + 264 + 269) |
= |
1 |
× 3842 |
= 167,04 |
Lср |
23 |
23 |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
тыс.км |
Дисперсия (несмещенная) точечной оценки средней наработки до отказа (тыс. км) рассчитывается по формуле:
|
1 |
N |
1 |
N |
|
2 |
|
D(L) = |
|
× ∑ L2i - |
|
× ∑ Li |
|
|
|
|
N |
|
|||||
|
N -1 i=1 |
i =1 |
|
|
(8) |
||
|
|
|
|
|
|
, |
9
|
1 |
|
|
2 |
|
2 |
|
2 |
|
1 |
|
2 |
|
|
|
D(L) = |
|
|
|
× (98 |
|
+ 101 |
|
+ ... + 269 |
|
) - |
|
× (98 + 101 + ... + 269) |
|
|
= 2984,7708 |
|
- 1 |
|
|
|
|
|
|||||||||
|
23 |
|
|
|
|
|
|
|
23 |
|
|
|
|
тыс. км2
Среднее квадратичное отклонение рассчитывается по формуле:
S (L) = |
D(L) |
, |
(9) |
S (L) = 2984,7708 = 54,6331 тыс.км
Коэффициент вариации точечной оценки средней наработки до отказа:
V = |
S (L) |
|
|
|||
ˆ |
(10) |
|||||
|
|
|||||
|
|
Lср , |
||||
V = |
54,6331 |
= 0,3271 |
|
|||
|
|
|||||
167,04 |
|
|
. |
2.2 Расчет доверительного интервала среднего технического ресурса ТС
Для расчета доверительного интервала среднего технического ресурса ТС определим предельную относительную ошибку δ , например, при уровне доверительной вероятности α =0,90. Уровень доверительной вероятности принимается на основе опыта экспериментатора в зависимости от значимости проектируемого объекта, либо определяется расчетным путем по приведенному ниже алгоритму.
Рассчитываем уровень значимости β , противоположное событие доверительной вероятности:
β = 1 − α = 1 − 0,90 =
0,05
2 |
2 |
Предварительно необходимо |
выбрать значение χ β2 (2N ) (см. табл. 3 |
Приложения А). Для этого необходимо количество значений технического ресурса в ряду (N ) умножить на 2. В нашем примере количество замен
χ 2 (2N )
элементов насчитывается 23, следовательно, выбираем значение β при уровне значимости 0,05 и числе степеней свободы 46, в итоге ХИ - Квадрат
χ 2 (46) = 31,439
распределение равно β .
10
В зависимости от коэффициента вариации V , полученного расчетным путем, выберем параметр b формы теоретической кривой распределения Вейбулла – Гнеденко (см. табл. 1 Приложения А), в первом случае.
Во втором случае необходимо выполнить следующие условия предложенного алгоритма:
полученный коэффициент вариации разложим на сумму двух чисел, по одному из них определим значение формы b из таблицы 1 Приложения А:
V = 0,3271 = 0,32 + 0,0071
по таблице 1 Приложения А найдем численное значение формы b для коэффициента вариации, разложенного в сумме, и следующего значения формы b :
для V1 |
= 0,32 |
b1 |
= 3,4570 |
для V2 |
= 0,34 |
b2 |
= 3,2315 |
Найдем разницу V и b для найденных нами значений
V = 0,34 − 0,32 = 0,02
b = 3,4570 − 3,2315 = 0,2255
составим пропорцию:
V = b
0,0071 = bх
получим искомое,
b |
|
= Db × 0,0071 |
= |
0,2255 × 0,0071 |
= 0,08005 |
|
х |
|
|
||||
|
V |
0,02 |
|
|
||
|
|
|
. |
|||
|
|
|
|
|
|
В итоге найдем значение формы b для коэффициента вариации
V = 0,3271
b = b(0,32) − bx = 3,4570 − 0,08005 = 3,37 .
Затем определим погрешность расчетных значений.
Расчетное значение предельной относительной ошибки вычисляется по формуле:
11
|
2N |
|
1 b |
δ = |
|
|
− 1 |
|
|||
|
χ β2 (2N ) |
|
|
|
|
|
(11) |
|
|
|
1
δ46 −1 = 0,11925731,439
Свероятностью α = 0,99 можно утверждать, что средний технический= 3,37
ресурс рассматриваемого элемента ТС находится в интервале ], что и является интервальной оценкой. Нижняя и верхняя границы данного интервала следующие:
Lсрн |
ˆ |
|
|
= Lср × (1 - δ ) |
(12) |
||
|
|
, |
|
Lсрн = 167,0435 ×(1 - 0,11925) = 147,123 |
. |
||
|
|
|
|
Lсрв |
ˆ |
× (1 + δ ) |
|
= Lср |
(13) |
||
|
|
|
Lсрн =167,0435 × (1 + 0,11925) =186,9634.
Уровень значимости β задают в зависимости от требуемой точности оценки средней наработки до отказа. Причем, чем β меньше, тем шире доверительный интервал, так как объем выборки остается постоянным.
В итоге получаем точечную и интервальную оценки среднего технического ресурса элемента – важнейшего показателя долговечности ТС.
2.3 Оценка параметра масштаба закона Вейбулла-Гнеденко
Точечная оценка параметра масштаба a закона Вейбулла-Гнеденко, рассчитывается по формуле, тыс. км:
|
a = |
Lср |
|
|
|
G(1 +1 b) |
, |
(14) |
|
где Г(1 + 1 b) - гамма – |
функция по аргументу x = 1 + 1 b , который берется |
|||
из таблицы 4 Приложения А в зависимости от коэффициента вариации V . |
||||
Значение гамма – |
функции Г(1 + 1 b) |
определяем по таблице 4 |
Приложения А в зависимости от полученного значения коэффициента вариации. Чтобы найти гамма – функцию Г(1 + 1b) воспользуемся тем же
12