- •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
распределении случайной величины периодичности замен элементов ТС по другому закону распределения и вновь проверить выполнение условия (15).
В нашем примере результаты расчета удовлетворяют неравенству (15),
т. е. |
χраст2 =1,9337 < |
χтабл2 =11,345 |
|
В этом случае гипотеза о распределении Вейбулла-Гнеденко |
|
принимается. |
|
|
|
Если по результатам расчета условие (15) не выполнилось, то |
|
необходимо принимать |
другой закон распределения случайных величин |
(нормальный, экспонициальный или др.) и заново проверять гипотезу о применимости выбранного закона распределения (проверять гипотезу).
2.5 Оценка характеристик теории вероятности: плотности вероятности и функции распределения отказов f(L), F(L)
Плотность распределения отказов f (L) , тыс. км ¹ - это плотность вероятности того, что наработка элемента ТС до отказа окажется меньше L . Статистически плотность распределения отказов оценивается по формуле:
f (L) = |
N (L) − N (L + |
L) |
|
|
N (L) × DL |
(24) |
|||
|
||||
|
|
Для закона Вейбулла-Гнеденко применяется формула:
|
b |
|
L b −1 |
|
|
L b |
|
|||
f (L) = |
|
× |
|
|
× EXP - |
|
|
|
|
|
a |
|
|
|
|||||||
|
a |
|
a |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(25) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
В случае нормального закона распределения применяется формула:
f (L) = |
1 |
× f |
0 (Z ) |
|
|
|
|||
|
S (L) |
, |
(26) |
|
|
|
|
|
|
ˆ |
где |
Z = (L − Lср) S(L) |
|
|
, |
|
|
L – |
функция Лапласа. |
Используя формулы (24-26) рассчитаем плотность распределения. Полученные величины занесем в таблицу 4 и построим кривую плотности вероятности f (L) .
18
Таблица 4 - Плотность распределения наработок до первой замены рулевого механизма автомобиля КамАЗ
L, тыс. км. |
f(L) |
L, тыс. км. |
f(L) |
0 |
0 |
160 |
0,006966 |
10 |
1,79E-05 |
170 |
0,007008 |
20 |
9,25E-05 |
180 |
0,006849 |
30 |
0,000242 |
190 |
0,006499 |
40 |
0,000476 |
200 |
0,005981 |
50 |
0,000803 |
210 |
0,005333 |
60 |
0,001224 |
220 |
0,004601 |
70 |
0,001737 |
230 |
0,003836 |
80 |
0,002333 |
240 |
0,003086 |
90 |
0,002997 |
250 |
0,002392 |
100 |
0,003707 |
260 |
0,001784 |
110 |
0,004432 |
270 |
0,001277 |
120 |
0,005137 |
280 |
0,000877 |
130 |
0,005782 |
290 |
0,000577 |
140 |
0,006327 |
300 |
0,000362 |
150 |
0,006732 |
310 |
0,000217 |
|
|
|
|
Рисунок 1 - График плотности распределения отказов до первой замены рулевого механизма автомобиля КамАЗ
19