САМАРА 2001 1 страница

САМАРСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ АЭРОКОСМИЧЕСКИЙ УНИВЕРСИТЕТ имени академика С.П. КОРОЛЕВА

ПРИМЕРЫ РАСЧЕТА ХАРАКТЕРИСТИК НАДЕЖНОСТИ АВИАЦИОННОЙ ТЕХНИКИ

САМАРА 2001


МИНИСТЕРСТВО ОБРАЗОВАНИЯ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ

САМАРСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ АЭРОКОСМИЧЕСКИЙ УНИВЕРСИТЕТ имени академика С.П. КОРОЛЕВА

ПРИМЕРЫ РАСЧЕТА ХАРАКТЕРИСТИК НАДЕЖНОСТИ АВИАЦИОННОЙ ТЕХНИКИ

М е т о д и ч е с к и е у к а з а н и я

САМАРА 2001

УДК 629.7.017.1 – 192

Примеры расчета характеристик надежности авиационной техники: Методические указания / Самарский государственный аэрокосмический университет. Самара, 2001 г. 40 с.

Составители: Кочуров Валерий Алексеевич

Новиков Герман Арсеньевич

Даны примеры расчета характеристик надежности изделий авиационной техники для различных планов наблюдений и справочные материалы, необходимые для расчетов.

Указания предназначены для студентов, обучающихся по специальности 13.03, и могут быть полезны студентам САМАРА 2001 1 страница обучающихся по другим специальностям, изучающим проблемы надежности технических устройств. Выполнены на кафедре эксплуатации летательных аппаратов и двигателей.

Печатается по решению редакционно-издательского совета Самарского государственного аэрокосмического университета

имени академика С.П. Королева.

Рецензент: Суслин А.В.

СОДЕРЖАНИЕ

1. ЦЕЛЬ И ЗАДАЧИ РАБОТЫ……………………………………………...4

2. МЕТОДИКА И ПОРЯДОК РАСЧЕТА ХАРАКТЕРИСТИК НАДЕЖНОСТИ ………………………………….………………………….4

3. ПРИМЕРЫ РАСЧЕТА…………………………………………………….9

4. ОЦЕНКА УРОВНЯ НАДЕЖНОСТИ …………………………………..23

СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ…………………………………………………..25

ПРИЛОЖЕНИЯ……………………………………………………………..26

1. ЦЕЛЬ И ЗАДАЧИ РАБОТЫ

Целью настоящей работы является оценка уровня надежности элементов, узлов и агрегатов изделий авиационной техники (АТ). В процессе выполнения работы необходимо освоить методику обработки статистических данных об отказах и неисправностях АТ в эксплуатации с целью определение закона распределения времени наработки изделий до САМАРА 2001 1 страница отказа и получения количественных показателей характеристик надежности.

2. МЕТОДИКА И ПОРЯДОК РАСЧЕТА

Исходными данными для решения настоящей задачи являются упорядоченные по возрастанию (вариационный ряд) значения наработки до отказа выборки изделий (ti), размер выборки (N), количество отказов в выборке (n) и вид плана наблюдений.

Порядок расчета следующий:

1. Группировка данных.

2. Расчет эмпирических характеристик надежности.

3. Выбор теоретического закона распределения.

4. Определение неизвестных параметров закона распределения.

5. Проверка правильности принятой гипотезы о законе распределения.

6. Определение точности оценок параметров распределения.

7. Оценка надежности объекта.

Группировка данных. Интервал наработки, на котором обнаружены неисправности, разбивается на несколько разрядов (интервалов) величиной Dt. Количество разрядов k определяется правилом Старджена:

(1)

Расчет эмпирических характеристик надежности САМАРА 2001 1 страница. В каждом интервале Dti производится расчет эмпирических значений плотности f*(t), интенсивности l*(t) отказов и вероятности безотказной работы P*(t) по формулам:



(2)

где ( )=Nиi - число объектов, исправно проработавших на начало рассматриваемого периода (т.е. на начало i-го разряда);

Dni - число объектов, отказавших в интервале наработки Dti.

Если в какой-либо интервал Dti попадает менее двух значений наработки, то его необходимо объединить с соседним и рассматривать интервал 2Dt. При этом, соответственно, уменьшается количество интервалов разбиения.

Выбор теоретического закона распределения. На основе расчета эмпирических характеристик строятся гистограммы распределения плотности, интенсивности отказов и вероятности безотказной работы как функции наработки. Исходя из внешнего САМАРА 2001 1 страница вида гистограмм, их схожести с известными законами распределения (Приложение 1) и физической природы появления отказа, структуры изделия, условий и режимов эксплуатации, принимается гипотеза о виде теоретического распределения отказов.

Экспоненциальное распределение. Причины отказов - внезапные концентрации нагрузок внутри или вне объекта. Отказ наступает при превышении нагрузкой допустимой величины. Очевидно, что интенсивность отказов здесь не зависит от наработки. Такое распределение характерно для большого класса внезапных отказов, появляющихся без каких-либо предшествующих симптомов. Типичным примером такого отказа является отказ, связанный с попаданием посторонних предметов в проточную часть двигателя. Также близки к экспоненциальному распределению отказы объекта, состоящего из большого числа элементов, вероятности отказов которых САМАРА 2001 1 страница малы (например, отказы радиоэлектронного, высотного оборудования самолетов).

Нормальное распределение. Это распределение имеет случайная величина, представляющая собой сумму большого числа независимых случайных величин, причем все они в об щей сумме играют относительно малую роль. В практике эксплуатации нормальное распределение характерно для отказов, связанных с накоплением повреждений в материале конструкции, происходящем с постоянной или примерно постоянной скоростью развития. Такими отказами могут являться износы, старение материалов, наклеп, происходящие с постоянной скоростью.

Логарифмически-нормальное распределение. Этому распределению могут подчиняться отказы, имеющие следующую причину. Каждое воздействие внешней нагрузки приводит к накоплению повреждений в материале детали. При этом величина добавляемого повреждения пропорциональна уже накопленному. Отказ наступает САМАРА 2001 1 страница при превышении накопленного повреждения определенной величины. Примером такого отказа может служить усталостная долговечность лопаток, дисков, валов и других деталей авиадвигателей, силовой набор, узлы крепления агрегатов и другие детали планера ЛА.

Распределению Вейбулла обычно отвечает физическая модель так называемого «слабого звена». Объект представляется состоящим из большого числа элементов, накопление повреждений в которых идет независимо друг от друга. Отказ объекта наступает при отказе одного любого элемента. При этом, независимо от типа распределения отказов каждого элемента, распределение отказов объекта будет Вейбулловским. Оно хорошо описывает усталостную долговечность авиационных конструкций и приработочные отказы.

Распределение Рэлея характерно для объектов, имеющих интенсивные износы, старение, накопление САМАРА 2001 1 страница повреждений.

Равномерное распределение применяется, если отсутствуют физические предпосылки, приводящие к вышеперечисленным моделям, а гистограмма плотности не имеет явно выраженной тенденции к увеличению или уменьшению.

Определение неизвестных параметров закона распределения. Исходя из вида плана наблюдений и закона распределения отказов, выбирается метод определения неизвестных параметров.

Для плана наблюдений [NUN], т.е. для полной выборки, рекомендуется использовать метод моментов. Формулы для вычисления параметров различных законов распределения с помощью этого метода приведены в Приложении 2. Некоторую трудность здесь представляет нахождение параметров распределения Вейбулла. Их можно найти путем графического решения системы уравнений:

(3)

Для этого строятся кривые t0= f1(m) и t0= f2(m) по САМАРА 2001 1 страница ряду значений m. Точка пересечения этих кривых дает значения искомых параметров t0 и m (рисунок 1).

Для планов наблюдений [NUr] и [NUT] рекомендуется применять метод разделяющих разбиений или метод максимума правдоподобия. Последний метод дает простое выражение для вычисления параметра l для плана [NUT] экспоненциального закона распределения:

(4)

где - время наблюдения.

Параметры нормального и логарифмически-нормального законов распределения можно найти с использованием метода разделяющих разбиений. Суть метода заключается в приравнивании значений теоретической и эмпирической функции распределений при некоторых значениях наработки и составлении системы уравнений, число которых равно числу неизвестных параметров закона распределения. Для нормального закона распределения эта система будет состоять из двух уравнений:

(5)

где mt САМАРА 2001 1 страница- математическое ожидание;

st- среднеквадратическое отклонение;

F*, F - эмпирическая и теоретическая функции распределения.

Значения наработки t1 и t2 рекомендуется выбирать в первой и последней третях вариационного ряда. Так как F*(ti) = 1-P*(ti), а F(mt, st, ti) = F[(ti-mt)/st], где F - стандартная нормальная функция распределения (таблица 2 Приложения 2), то из системы уравнений (5) можно получить следующую систему:

(6)

где zi - аргумент функции Ф(zi) при ее значении, равном F*(ti).

При решении системы (6) получим:

(7)

Для логарифмически-нормального распределения:

(8)

где - ml и sl - параметры логарифмически нормального распределения.

Тогда:

(9)

Параметры распределения Вейбулла для планов [NUr] [NUT] находятся, как и в предыдущем случае САМАРА 2001 1 страница, путем графического решения системы уравнений:

(10)

Проверка правильности принятой гипотезы осуществляется с помощью критерия Пирсона. Для его использования необходимо определить некоторую величину U, характеризующую степень расхождения теоретического и эмпирического распределений, и оценить значимо ли это расхождение или не значимо. Если в качестве расхождения принять величину:

(11)

где qi(Dti)- теоретическая вероятность отказа в интервале Dti, то она не будет зависеть от вида распределения отказов и при увеличении числа N будет приближаться к распределению c2 , т.е. U2=c2.

При экспоненциальном распределении значение qi(Dti) определяется выражением:

(12)

где ti-1, ti - наработки, соответствующие началу и концу интервала Dti.

При нормальном распределении

(13)

Распределение c САМАРА 2001 1 страница2 зависит от числа «степеней свободы» r, которое равно числу разрядов k минус число «связей», наложенных на qi*. Число связей равно числу неизвестных параметров распределения плюс единица (дополнительная «связь» - Число разрядов k для плана наблюдения [NUN] равно числу интервалов разбиения вариационного ряда, a для планов [NUT] и [NUr] на единицу больше, так как добавляется интервал от Т (tn) до +¥:

(14)

где s - число параметров закона распределения.

Распределение c2 представлено в табличном виде (таблица 3 Приложения 2). По нему для каждого значения c2 и числа степеней свободы r можно найти вероятность того, что величина, распределенная по закону c2, превзойдет табличное значение САМАРА 2001 1 страница.

Оценку согласованности распределений производят, задаваясь уровнем значимости a, выраженной в процентах максимально допустимой вероятности того, что гипотеза отвергнута неправильно. Рекомендуемые уровни значимости - 1, 5, 10%. Задавшись a, по величине P=1-a и r, по таблице распределения находится критическое значение c2кр. Если величина U2, рассчитанная по формуле (11), попадает в критическую область (c2кр; +¥), то гипотеза о виде закона распределения отвергается и вероятность того, что гипотеза отвергнута ошибочно, не будет превышать a. Принимается гипотеза о другом виде распределения, и расчеты повторяются.

Определение точности оценок параметров распределения. Требуется установить, к каким ошибкам может привести замена истинного параметра закона распределения m его статистической оценкой САМАРА 2001 1 страница m*. Для этого используются доверительные интервалы и доверительные вероятности. Доверительным называется интервал Ib, который с заданной достаточно большой вероятностью b (как правило b>90%) накрывает истинное значение параметра распределения, т.е. Величина b называется доверительной вероятностью.

Расхождение между m и m* является случайной величиной, связанной, как правило, с недостаточным объемом выборки. Для различных параметров законов распределения эта случайная величина (или некоторая функция от нее) подчиняется собственным законам распределения. Как правило, это распределения Стьюдента, нормальное или c2. Зная эти законы распределения, можно получить расчетные формулы для вычисления граничных значений доверительных интервалов.

Например, для нормального закона распределения некоторая функция

где m - математическое ожидание, D САМАРА 2001 1 страница*- дисперсия, подчиняется закону распределения Стьюдента с N-1 степенями свободы.

Отсюда можно определить доверительный интервал для m:

Выражения для нахождения верхних и нижних границ доверительных интервалов параметров различных законов распределения приведены в Приложении 2.

Поcтроение графиков теоретического распределения. Строятся графики распределений f(t), l(t) и P(t) при значениях параметров распределения, соответствующих верхним и нижним границам доверительного интервала.

Оценка надежности объекта. Осуществляется путем сравнения расчетных и нормативных значений некоторых показателей надежности. Как правило, в качестве таких показателей принимается либо g-процентная наработка до первого отказа tg при заданном значении вероятности безотказной работы g, выраженной в процентах, либо по величине коэффициента К1000, равному САМАРА 2001 1 страница числу отказов на 1000 часов наработки.

3. ПРИМЕРЫ РАСЧЕТА

Пример 1. Определить закон распределения неисправностей насосов-регуляторов двигателя НК-8-2У.

Дано: время наблюдения Тa=1000 часов;

число изделий N=383;

число неисправных изделий n=16;

время наработки до отказов отдельных экземпляров ti: 50, 70, 150, 220, 250, 400, 480, 500, 590, 640, 660, 790, 880, 910, 940, 980 часов.

Группировка данных. Интервал наработки 0...1000 часов разбиваем на разряды по правилу Старджена:

k = 1 +3,3*lg16=4,97

Число разрядов принимаем равным 5 c величиной Dti=200 ч.

Расчет эмпирических характеристик надежности. По формулам (2) вычисляем в каждом разряде значения fi*(t), li*(t) и Pi*(t). Результаты расчетов представляются в табличном виде (таблица 1).

Следует помнить, что Nиi - это разность между числом объектов N, над которыми велось наблюдение, и САМАРА 2001 1 страница числом объектов, отказавших на начало интервала i. Например, для четвертого интервала Nи4=383-3-2-4=374.

Таблица 1. Расчет эмпирических характеристик

№ инт. ti-1, час ti, час Dti, час Dni fi*=Dni/NDti, 1/час li*=Dni/NиiDti, 1/час Pi*=fi*(t)/li*(t)
3.915*10-5 3.915*10-5 1.0
2.61*10-5 2.63*10-5 0.9922
5.22*10-5 5.28*10-5 0.9886
3.915*10-5 4.02*10-5 0.9739
5.22*10-5 5.40*10-5 0.9667

Выбор теоретического закона распределения. По данным таблицы 1 строятся гистограммы эмпирического распределения (рисунок 2).

а) б)

в)

Рисунок 2. Гистограммы эмпирического распределения

а) плотность распределения; б) интенсивность отказов;

в) вероятность безотказной работы

Насос-регулятор является сложным объектом, состоящим из множества элементов, вероятность отказов которых достаточно мала. Следовательно, можно выдвинуть гипотезу, что отказы насоса-регулятора распределены по экспоненциальному закону. Этому предположению не противоречит и внешний вид гистограмм.

Определение САМАРА 2001 1 страница параметров закона распределения. Экспоненциальный закон распределения является однопараметрическим, т.е. для его полного определения необходимо найти один параметр - интенсивность отказов l. В настоящем примере осуществлен план наблюдений [NUT], следовательно, параметр l можно вычислить с использованием метода максимума правдоподобия по выражению (4)

Отсюда, среднее время наработки до отказа Тср=1/l=1/4,088*10-5=24460 ч.

Проверка правильности принятой гипотезы. Осуществляется с помощью критерия Пирсона, рассчитанного по выражению (11). Число разрядов при рас чете критерия на единицу больше числа разрядов разбиения вариационного ряда k, так как добавляется интервал от Тa до +¥. Результаты расчетов представлены в таблице 2

Таблица 2. - Расчет критерия Пирсона

№ инт. ti-1, ч ti, ч Dti, ч Dni САМАРА 2001 1 страница qi(Dti) N*qi(Dti) Dni -N*qi(Dti) Ui2
0.0081462 3.12 -0.12 0.00463
0.0080809 3.095 -1.095 0.38725
0.0080156 3.07 0.93 0.28205
0.0079503 3.045 -0.045 0.00065
0.0078851 3.02 0.98 0.31822
¥ 0.959925 367.65 -0.65 0.000115
U2=SUi2= 0.99397

Величина qi(Dti) рассчитывается по выражению (12). Например, для второго интервала:

Число степеней свободы r в случае шести разрядов таблицы и одного параметра закона распределения, в соответствии с (14), равно 4 (r=6-1-1). Задавшись уровнем значимости a=10%, по таблице 3 Приложения 2 в зависимости от P=1-a=90% и числа степеней свободы r=4 находим критическое значение c2кр=7,78. Подсчитанное значение U2=0,99397 не попадает в критическую область (7,78; +¥), следовательно, принятая гипотеза об экспоненциальном законе распределения не противоречит статистическим данным.

Определение точности оценок параметров распределения. Верхнюю и нижнюю границы доверительного интервала для параметра САМАРА 2001 1 страница l вычисляем по формулам, приведенным в соответствующей таблице Приложения 2.

[1/ч]

[1/ч]

Для доверительной вероятности b=90% и n=16 найдем значения и т.е. значения c2, соответствующие доверительной вероятности и соответственно, и числу степеней свободы 2*n=2*16=32 и 2*n+2=2*16+2=34 (по таблице 3 приложения 2):

c20,05;32=20,1; c20,95;34=46,2.

Подставив найденные значения, получим:

[1/ч]

[1/ч]

Таким образом, интервал (2,59*10-5; 5,85*10-5) с доверительной вероятностью 90% покрывает истинное значение параметра l.

Построение графиков теоретического распределения. Построение графиков распределения производим для диапазона 0

Таблица 3 - Расчет теоретических характеристик

t, ч
l(t)*10-5 1/ч 4,09 4,09 4,09 4,09 4,09 4,09 4,09 4,09 4,09 4,09
f(t)*10-5 1/ч 3,77 3,47 3,20 2,95 2,72 2,50 2,31 2,13 1,96 1,80
Pн(t) 0,8895 0,7913 0,7040 0,6263 0,5571 0,4956 0,4409 0,3922 0,3489 0,3104
P(t) 0,9215 0,8491 0,7824 0,7209 0,6643 0,6121 0,5641 0,5198 0,4789 0,4413
Pв(t) 0,9495 0,9016 0,8560 0,8129 0,7718 0,7328 0,6959 0,6608 0,6274 0,5957

Вычисления проводились по формулам (таблица 1 Приложения 2 ):

Рисунок 3. Графики теоретического САМАРА 2001 1 страница распределения.

Пример 2. Определить закон распределения неисправностей подшипников опор двигателя НК-8-2У.

Дано: время наблюдения Тa=1000 часов;

число изделий N=352;

число неисправных изделий n=18;

время наработки до отказов отдельных экземпляров ti: 60, 110, 110, 110, 130, 170, 200, 230, 260, 280, 280, 370, 510, 570, 780, 790, 920, 1000 часов.

Группировка данных. Интервал наработки 0...1000 часов разбиваем на разряды по правилу Старджена:

k = 1 +3,3lg18=5,14.

Число разрядов принимаем равным 5 величиной Dti=200 ч.

Расчет эмпирических характеристик надежности. По формулам (2) вычисляем в каждом разряде значения fi*(t), li*(t) и Pi*(t). Результаты расчетов представляются в табличном виде (таблица 4).

Tаблица 4 - Расчет эмпирических характеристик

№ инт. ti-1, ч ti, ч Dti, ч Dni fi*=Dni/NDti 1/ч li*=Dni/NиiDti 1/ч Pi*=fi*(t)/li САМАРА 2001 1 страница*(t)
9,95*10-5 9,95*10-5 1.0
7,10*10-5 7,25*10-5 0,9801
2,84*10-5 2,94*10-5 0,9659
2,84*10-5 2,96*10-5 0,9602
2,84*10-5 2,98*10-5 0,9545

Выбор теоретического закона распределения. По данным таблицы 4 строятся гистограммы эмпирического распределения аналогично примеру 1.


documentapbcyaj.html
documentapbdfkr.html
documentapbdmuz.html
documentapbdufh.html
documentapbebpp.html
Документ САМАРА 2001 1 страница