2.1 Оценка показателей свойств надежности
2.1.1 Оценка средней наработки до отказа
Вариационный ряд наработки элемента до 1 замены, тыс. км.:
10 |
19 |
25 |
27 |
30 |
37 |
38 |
40 |
45 |
47 |
48 |
49 |
55 |
56 |
58 |
58 |
60 |
62 |
65 |
66 |
67 |
72 |
76 |
86 |
89 |
97 |
101 |
107 |
121 |
142 |
66 |
67 |
72 |
76 |
86 |
89 |
97 |
101 |
121 |
142 |
121 |
142 |
Упорядоченный вариационный ряд, и посчитанное количество чисел:
10 |
19 |
25 |
27 |
30 |
37 |
38 |
40 |
45 |
47 |
48 |
49 |
55 |
56 |
58 |
58 |
60 |
62 |
65 |
66 |
67 |
72 |
76 |
86 |
89 |
97 |
101 |
107 |
121 |
142 |
66 |
67 |
72 |
76 |
86 |
89 |
97 |
101 |
121 |
142 |
121 |
142 |
N=30 – объем выборки
2.1.2 Точечная оценка
Выборочная средняя (тыс.км.):
(1)
где Li – i-й член вариационного ряда, (тыс. км.);
(2)
Дисперсия (тыс. км.)2:
(3)
Среднеквадратичное отклонение (тыс. км.):
(4)
Коэффициент вариации:
(5)
b – параметр формы закона Вейбула-Гнеденко, берем b=2,1481
2.1.3 Интервальная оценка
Предельная относительная ошибка:
(6)
где Х2z – критерий Пирсона (при =0,9, ), где - вероятность, - уровень значимости,
(7)
Верхние и нижние границы доверительного интервала, (тыс. км.):
Lн = Lcp*(1-) = 51,551 (9)
Lв = Lcp*(1+) = 71,983 (10)
[] (тыс. км.) – отказ произойдет в этом интервале.
2.1.4 Оценка параметра масштаба закона Вейбула-Гнеденко
Параметр масштаба закона Вейбула-Гнеденко (тыс. км.):
(11)
где Г(1+1/в) – гамма-функция,
Г(1+1/в)=0,8857
Граничные значения интервальной оценки (тыс. км.):
(12)
(13)
2.1.5 Проверка нулевой гипотезы
Х2рас Х2табл () – условие соблюдения нулевой гипотезы,
Где Х2рас – значение критерия согласия Пирсона, вычисленное по экспериментальным данным;
Х2табл – критическая точка критерия
Где - уровень значимости, к – число степеней свободы,
= 0,1
где S – количество частичных интервалов выборки,
r – количество параметров предполагаемого распределения,
r=2.
Количество интервалов Sпо правилу Штюргеса:
S=1+3.32*lgN;
S=6;
k=S-1-r,
k=3;
X2табл. = 6,251
Протяженность интервала (тыс. км.):
(14)
где Lmax – наибольший элемент, Lmin – наименьший элемент.
2.1.6 Расчет эмпирических частот
L1+1=Lmin+L; L2+1=Lmin+2L,
Таблица 1 – Расчет эмпирических частот
j |
Lj |
Lj+1 |
nj |
|
1 |
0 |
32,000 |
5 |
|
2 |
32,000 |
54,000 |
7 |
|
3 |
54,000 |
76,000 |
10 |
|
4 |
76,000 |
98,000 |
4 |
|
5 |
98,000 |
120,000 |
2 |
|
6 |
120,000 |
∞ |
2 |
|
Σnj= |
30 |
|||
2.1.7 Расчет теоретических частот
(15)
, (16)
где F(L) – функция распределения отказов;
(17)
(18)
(19)
- Нулевая гипотеза
выполняется
Таблица 2 – Расчет Х2рас
j |
nj² |
∆F(Lj+1) |
n¯j |
nj²/n¯j |
1 |
25 |
0,171 |
5,132 |
4,871 |
2 |
49 |
0,268 |
8,026 |
6,105 |
3 |
100 |
0,261 |
7,832 |
12,768 |
4 |
16 |
0,175 |
5,250 |
3,048 |
5 |
4 |
0,085 |
2,548 |
1,570 |
6 |
4 |
0,040 |
1,212 |
3,299 |
Σ∆F= |
1,000 |
n¯j=30 |
Σ=31,661 |
2.1.8 Оценка плотности распределения отказов (отказ/тыс.км)
(20)
Таблица 3 – Плотность распределения наработок до первого отказа элемента
L, тыс. км. |
f(L) |
L, тыс. км. |
f(L) |
0 |
0,0000 |
120 |
0,0023 |
10 |
0,0033 |
130 |
0,0014 |
20 |
0,0069 |
140 |
0,0008 |
30 |
0,0099 |
150 |
0,0004 |
40 |
0,0120 |
160 |
0,0002 |
50 |
0,0129 |
170 |
0,0001 |
60 |
0,0126 |
180 |
0,0000 |
70 |
0,0113 |
||
80 |
0,0094 |
||
90 |
0,0073 |
||
100 |
0,0053 |
||
110 |
0,0036 |
График плотности распределения отказов двигателя автомобиля
График показывает плотность вероятности того, что наработка элемента АТС до отказа окажется меньше L.
2.1.9 Оценка количественных характеристик безотказности и долговечности
(21)
где P(L) – вероятность безотказной работы.
- нижняя доверительная граница
- верхняя доверительная граница
Таблица 4 – Точечная оценка вероятности безотказной работы элемента до первого отказа (Нижние и верхние доверительные границы)
Уважаемый посетитель!
Чтобы распечатать файл, скачайте его (в формате Word).
Ссылка на скачивание - внизу страницы.