НАДЁЖНОСТЬ ПОДВИЖНОГО СОСТАВА

вагонное хозяйство» Александр Анатольевич Иванов
МОСКВА-2017

НАДЁЖНОСТИ
4.2. ПЛАНЫ ИСПЫТАНИЙ НА НАДЁЖНОСТЬ
4.1. ИСПЫТАНИЯ НА НАДЁЖНОСТЬ. ВИДЫ ИСПЫТАНИЙ
4.3.

КОЛИЧЕСТВО ИСПЫТЫВАЕМЫХ ОБЪЕКТОВ

4.4. КЛАССИФИКАЦИЯ ВЫБОРОК

4.5. ИСТОЧНИКИ ПЕРВИЧНОЙ ИНФОРМАЦИИ О НАДЁЖНОСТИ ВАГОНОВ

4.6. ЭТАПЫ ОБРАБОТКИ СТАТИСТИЧЕСКОЙ ИНФОРМАЦИИ

4.7. ПРОВЕРКА ОДНОРОДНОСТИ ВЫБОРКИ

4.8. МЕТОД МАКСИМАЛЬНОГО ПРАВДОПОДОБИЯ

4.9. ИНТЕРВАЛЬНЫЕ ОЦЕНКИ ПАРАМЕТРОВ ЗАКОНА РАСПРЕДЕЛЕНИЯ

4.10. ЭМПИРИЧЕСКИЕ ФУНКЦИИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ

4.11. ПРОВЕРКА КАЧЕСТВА ОЦЕНОК. КРИТЕРИЙ КОЛМОГОРОВА

4.12. КОНТРОЛЬНЫЕ ИСПЫТАНИЯ НА НАДЁЖНОСТЬ

эффективны, только когда в выборке большое количество наработок до отказов.

Для высоконадёжных деталей эффективность точечных оценок резко падает.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ

Поэтому возникает необходимость контроля качества точечных оценок, для чего используются интервальные оценки, т.е. определяется интервал [y1;y2], который с заданной (требуемой) вероятностью 1-a накрывает неизвестное оценённое значение параметра Qi.

причём интервал указывают для каждого из параметров Qi.

от результатов опытов точечная оценка параметра может принять любое значение

в этом интервале с вероятностью 1-a.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ

a – уровень значимости ошибки. Это вероятность ошибки, которой допустимо пренебречь в рамках решения конкретной задачи (0,05-0,1)

Рассмотрим пример получения доверительного интервала.

y1 – нижняя доверительная граница интервала

y2 – верхняя доверительная граница интервала

Пусть t1, t2, t3,…, tn – полная выборка. Пусть выборка подчиняется нормальному закону распределения:

а и s2 – параметры закона распределения (математическое ожидание и дисперсия наработки до отказа)

при условии, что s2 известен
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
также

является случайной величиной с нормальным законом распределения.

Поскольку каждый элемент выборки – можно трактовать как случайную величину, которая подчиняется нормальному закону распределения, то статистическое среднее значение наработки до отказа для полной выборки:

Тогда случайная величина:

также имеет нормальное распределение, но с нулевым математическим ожиданием и дисперсией, равной 1. Эта величина имеет закон распределения, называемый стандартным нормальным распределением и его значения приведены в спец.таблицах нормального распределения

величину (ta) квантиля нормального закона распределения уровня a.
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ

ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ

Разрешим неравенство, заключённое в скобках, получим:

Это равносильно записи:

Тогда неизвестный параметр а расположен в интервале :

с вероятностью, равной 1–a.

Например, при a=0,001 по таблицам нормального распределения ta=3.

функции распределения, который называют эмпирической (выборочной) функцией распределения.
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ

ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ

4.10. ЭМПИРИЧЕСКИЕ ФУНКЦИИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ

Для полной выборки значения эмпирической функции распределения можно получить:

где
п – количество наработок до отказов;
h(t–ti) – единичная функция Хевисайда; ti – наработка до i-го отказа.

пример:
Получим значения эмпирической функции распределения, используя табличную форму.

выборки

только в знаменателе вместо n необходимо поставить N – объём

выборки.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ

Для неполных (усечённых) выборок эмпирические функции получают с помощью формулы Фисшбейна, либо формулы Джонсона.

Получение этих функций начинают с построения вариационного ряда.

Вариационный ряд – это таблица, в которой все наработки выборки (до отказов и безотказные) расставлены по возрастанию.

только одна наработка
l
i
ti
j
tj
Вариационный ряд
Пусть имеем неполную выборку:
наработки до отказов:

15, 19, 25, безотказные наработки: 14, 19, 22, 27

Если в выборке есть безотказная наработка, равная наработке до отказа, то в вариационном ряду сначала ставят наработку до отказа

1

2

3

4

5

6

7

14

1

15

1

19

2

19

2

22

3

25

3

27

4

l – порядковый номер наработки в вариационном ряду

наработки до отказа
(t)
Ф
=
v – количество элементов в выборке
j* –

порядковый номер безотказной наработки, ближайшей в вариационном ряду к i сверху

ФОРМУЛА Джонсона:

F

ri

v+1

(t)

Д

=

где ri – вспомогательный коэффициент

ri

=

ri-1

+

v+2–l

v+1–ri-1

l – порядковый номер i-й наработки до отказа в вариационном ряду

ri=0

кусочно-постоянные функции (между моментами отказов не меняют своего значения);

– существуют

только в пределах эксперимента, прогнозировать с их помощью показатели надёжности не представляется возможным.

в наибольшей степени соответствует выборке.
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
4.11.

ПРОВЕРКА КАЧЕСТВА ОЦЕНОК. КРИТЕРИЙ КОЛМОГОРОВА

Критерий Колмогорова позволяет судить о близости известной теоретической функции распределения F(t) и эмпирической функции Fn(t) по наибольшей разности между ними, т.е. по величине:

предельное соотношение:
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Статистика Дn – это

случайная величина, функция распределения которой имеет следующее свойство:

на основе которого строится критерий Колмогорова. Здесь K(t) – функция распределения Колмогорова (табулирована)

Если объём выборки п достаточно большой, то находится максимальная разность Дп, затем по таблице распределения Колмогорова находят квантиль ta из условия:

Практическое применение критерия согласия:

НАДЁЖНОСТИ
Практическое применение критерия согласия:
то расхождение между теоретическим и эмпирическим распределениями

следует признать существенным и отвергнуть гипотезу о согласованности (близости) теоретического и эмпирического распределений. При этом вероятность ошибки не превышает a

Если

то эмпирическую и теоретическую функции распределения считают согласованными, т.е. стоит принять гипотезу о близости теоретического и эмпирического распределений.

используют критерий «хи»-квадрат.
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Используется также мера

расхождения в виде следующего статистического ряда:

теоретическая функция распределения F(t).
2. Выбирают точки zi: 0

образом, чтобы n∙pk≥ 10 и nk≥ 10, здесь п – объём выборки, pk=F(tk) – F(tk–1), tk – k-я наработка в вариационном ряду (в эксперименте). 3. nk – число тех элементов ti, которые попадают в соответствующий интервал: zk–14. Формируют статистику cп2

к распределению «хи»-квадрат с (r –1)-й степенью свободы:
[c2](r-1)
Значения [c2](r-1)

приведены в специальных таблицах.

Задают уровень значимости ошибки a и по таблице ищут допустимое значение [c2](r-1).

Гипотеза о близости принимается, если cп2 ≤ [c2](r-1) и наоборот.

по величине интервалов:
Теоретическая кривая – экспоненциальное распределение с параметром a=0,404

мес.-1

Объём полной выборки равен п=162.
Максимальное значение наработки до отказа 6 мес.

№1: 0 – z1, т.е. 0 – 1 мес.

№2: z1 – z2, т.е. 1 – 2 мес.

№3: z2 – z3, т.е. 2 – 3 мес.

№4: z3 – z4, т.е. 3 – 4 мес.

№5: z4 – z5, т.е. 4 – 5 мес.

№6: z5 – z6, т.е. 5 – 6 мес.

ПРОВЕРИТЬ:
Гипотезу о близости теоретического распределения (экспоненциального с параметром a=0,404 мес.-1) и статистических данных.

следующее количество наработок:
Теоретическая вероятность попадания наработки в интервал tk-1-tk :

pk=е–atk – е–atk–1

EXCEL:
ФУНКЦИЯ: ХИОБР(1–a;r–1)
(r–1) – число степеней свободы
для примера равно

6–1=5
a – уровень значимости ошибки (примем 0,05)

cп2 =2,064

Вывод: гипотезу о близости двух функций следует отбросить с вероятностью ошибки не большей 0,05

В КОТОРЫХ ИСПОЛЬЗОВАНЫ ДАННЫЕ ЭКСПЛУАТАЦИОННЫХ НАБЛЮДЕНИЙ ДЛЯ ОЦЕНКИ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
ТЕМА

4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ

Контрольные испытания на надёжность предназначены для проверки соответствует ли объект требуемому уровню надёжности.

Контролируемыми показателями могут быть:
- средняя наработка до отказа, - ВБР, - интенсивность отказов, - интенсивность потока отказов, - гамма-процентный ресурс, - коэффициент готовности и др.

одно из следующих решений:
- признать изделие годным;
- забраковать изделие;
- продолжить испытание.
В первом

случае, считают, что справедлива
НУЛЕВАЯ ГИПОТЕЗА ={изделие годное},
Во втором случае – АЛЬТЕРНАТИВНАЯ ГИПОТЕЗА – {изделие бракованное}.

ЗАМЕЧАНИЕ:
ДАЛЕЕ В КАЧЕСТВЕ КОНТРОЛИРУЕМОГО ПОКАЗАТЕЛЯ БУДЕМ РАССМАТРИВАТЬ ВЕРОЯТНОСТЬ БЕЗОТКАЗНОЙ РАБОТЫ ЗА НЕКОТОРОЕ ВРЕМЯ Т.

и заказчик согласовывают:
a – номинальное значение риска изготовителя (вероятность

ошибки I рода, т.е. вероятность того, что будет забраковано годное изделие);
b – номинальное значение риска заказчика (вероятность ошибки II рода, т.е. вероятность того, что будет принято в эксплуатацию бракованное изделие).
Приёмочное значение показателя надёжности
Тa , например, (ВБР - Рa );
Браковочное значение показателя надёжности
Тb , (ВБР - Рb )
Разрешающий коэффициент, например для ВБР: D=(1 – Рb )/(1 – Рa )

– число учитываемых отказов;
t/Тa – суммарная учитываемая наработка.
1 – граница

браковки;
2 – граница приёмки.

1. Одноступенчатые (ограниченные продолжительностью или числом отказов)

r

t/Тa

1

2

испытания
r
t/Тa
1
2

n,

- приёмочное число C – это максимально возможное число отказавших

за время испытания изделий, при котором партия изделий считается годной

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ

Из одной партии отбираются п деталей. Если в эксперименте число отказавших изделий не больше C, партия принимается, иначе – бракуется.
При этом, если не известен закон распределения показателя надежности, время испытаний tи берут равным времени, для которое задана вероятность безотказной работы Pβ.

а определяют по результатам предыдущих наблюдений. Одно или несколько изделий

(количество указано в программе испытаний) ставят на испытания. По их результатам принимают решение о приёмке партии, об отбраковке партии или о продолжении испытаний.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ

Если испытания продолжают, то на испытания ставят столько же изделий, как и на предыдущем этапе и т.д. При этом последовательно суммируют число наблюдений n и число отказов r.
По полученным суммам строят график.

число испытанных изделий на данный момент,
r – суммарное число

отказов на данный момент,
C – браковочное суммарное число отказов,
N –максимально возможное количество наблюдений до принятия решения.

r

n

n0

r0

N

n1

n2

r1

r2

n3

C

1

2

3

4

5

1 – экспериментальная кривая

2 – соответствует приёмке

3 – соответствует приёмке

4 – браковка

5 – браковка

браковки, приёмки и продолжения испытаний.
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ

НАДЁЖНОСТИ

ОБЛАСТЬ БРАКОВКИ

ОБЛАСТЬ ПРИЁМКИ

ПРОДОЛЖЕНИЕ ИСПЫТАНИЙ

an+r0.
Линия соответствия (приемки) рассчитывается: r = a(n-n0).
При этом:

соответствии или несоответствии показателей качества и без построения графиков –

аналитически.

величину отношения правдоподобия:
Р1,п
Р0,п
Р1,п – вероятность того, что в п испытаниях

справедлива альтернативная гипотеза;
Р0,п – вероятность того, что в п испытаниях справедлива нулевая гипотеза.

Если

Р1,п

Р0,п

≤

b0

a0

1

–

, то принимают нулевую гипотезу

Если

Р1,п

Р0,п

≥

b0

a0

1

–

, то принимают – альтернативную

Если

Р1,п

Р0,п

, испытания продолжают

b0

a0

1

–

<

<

b0

a0

1

–