книги из ГПНТБ / Теоретические основы эксплуатации средств автоматизированного управления учебник
..pdf240
характеризующих состояние, этих средств. Если контролируемые средства исправны, то с достаточно большой вероятностью можно утверждать, что и по результатам контроля они будут признаны исправными. Аналогично имеется высокая вероятность того,что не исправные средства управления и связи по результатам контро ля будут признаны неисправными. Однако существует определенная вероятность признать по результатам контроля исправные средст ва неисправными (оО , а неисправные - исправными (ß) . Это объяс няется наличием погрешностей контрольно-измерительной аппарату
|
|
ры и ошибками личного со |
|||||
/-<* Принято исправное |
|
става, |
проводящего |
кон |
|||
Непринято исправное |
|
троль. |
|
|
|
|
|
|
|
Ошибки личного |
со |
||||
Не принято неисправное |
става, а также то , что |
||||||
|
|
контроль проводится обыч |
|||||
Принято неисправное |
|
но |
в |
рабочем |
режиме |
||
Не принято неисправное |
средств |
управления |
и |
||||
|
|
связи, |
для |
которого |
|||
Принято неисправное |
|
интенсивность |
|
отказов |
|||
Рис.12 .I . Схема формирования решения |
|
значительно |
выше, |
чем |
|||
|
при |
хранении, |
обуслов |
||||
при контроле хранящейся техники |
|
ливают |
наличие |
опре |
|||
|
|
||||||
деленной вероятности повреждения средств в процессе |
контроля щ). |
||||||
Если не учитывать процесса ремонта, |
то доля действительно |
||||||
исправных средств в группе средств, |
признанных таковыми по ре |
||||||
зультатам контроля, как это следует |
из графа принятия решения |
||||||
(ри с.12 .I ) , равна |
|
|
|
|
|
|
|
Ы)(!-ч)Р
(/'oO(/-^P+(/-^(/-Pjß+5!ß |
(1 2 .I) |
|
Яроцесс ремонта можно характеризовать величиной вероятности того, что прошедшие, цикл ремонта средства действительно являют ся исправными. Тогда согласно графу формирования решения (рис.12.2) после прохождения циклов контроля и ремонта доля действительно исправных средств определится соотношением
(12.2)
В случае, когда средства, признанные неисправными, не ре монтируются, а заменяются заведомо исправными, доля действитель-
241
но исправных |
средств |
после такого цикла |
оказывается рав |
||||
ной |
|
|
|
|
|
|
|
р"'= U -d)(h^P+[/-(/-оl)(/-$)P-(r-9)ß(f-P)-(?ß] . |
(12.3) |
||||||
Если процессы контроля и ремонта являются идеальными, |
т .е . |
||||||
d = ß = £ =0 |
и е = I , |
то |
р' = р" = Р'" = |
1 |
. В остальных слу |
||
чаях указанные величины меньше единицы. |
|
|
|
|
|||
Эффективность цикла контроля и рассмотренных циклов |
кон |
||||||
троля и восстановления |
можно оценить |
относительным увели- |
t-ы
Рис.12.2. Схема формирования |
Рис.12.3. Зависимость эффектив- |
||||
решения с учетом ремонта |
ности цикла контроля и ремонта |
||||
|
|
|
от вероятности исправного состоя |
||
|
|
|
ния техники к моменту контроля |
||
чением доли |
исправных средств после соответствующих циклов |
||||
по формуле |
|
АР |
|
|
|
|
|
|
|
(12.4) |
|
|
|
3 |
= Р |
' |
|
|
|
|
|||
Анализ |
этой |
зависимости показывает |
(рис.1 2 .3 ), что с увеличе |
||
нием Р |
величина эффективности уменьшается и при некотором пре |
||||
дельном |
значении вероятности |
безотказного хранения Р перехо |
дит через |
нуль. |
|
|
Величины этих предельных вероятностей безотказного хране |
|||
ния находятся из очевидного соотношения АР - 0, |
т .е . Р= Р , Р"-Р |
||
или Рм= Р |
, и являются функциями только параметров системы |
||
контроля и ремонта: |
|
|
|
|
пр у - у ) и - d - ß ) |
> |
(12.5) |
|
|
|
242
И |
6(!-d)(!-q) |
|
|
|
|
|
(12.6 ) |
|
V |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
||
p'"= ■ h ß |
|
|
|
|
|
(12.7) |
||
np |
ß |
|
|
|
|
|
|
|
Исследование зависимости величин Р' |
_» |
_/// |
числа по- |
|||||
P |
и |
P |
от |
|||||
вторяющихся циклов для двух предельных случаев |
Р= I |
и Р = О |
||||||
|
показывает |
(ри с.1 2 .4), |
что с уве- |
|||||
|
личением числа повторяющихся цик |
|||||||
|
лов указанные величины стремятся |
|||||||
|
к соответствующим значениям пре |
|||||||
|
дельных величин, оцределяемых вы |
|||||||
|
ражениями (12.5) - (12.7,). |
|||||||
|
Очевидно, что проведение со |
|||||||
|
ответствующих циклов контроля, |
|||||||
|
контроля и ремонта или кон |
|||||||
|
троля |
и |
замены целесообразно |
|||||
Рис.12.4. Зависимость Р It) |
лишь при значениях вероятности |
|||||||
от числа последовательных |
безотказного хранения к началу |
|||||||
циклов контроля и |
цикла, |
удовлетворяющих соотноше |
||||||
ремонта |
||||||||
нию |
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
||
|
Р ^ Р ар . |
|
|
|
|
|
(12.8) |
Вне этих пределов проведение указанных мероприятий нецелесооб разно.
§ 12.2. ПЕРИОДИЧНОСТЬ ПРОВЕРКИ ХРАНЯЩИХСЯ СРЕДСТВ АВТОМАТИЗИРОВАННОГО УПРАВЛЕНИЯ И СВЯЗИ
Задача об определении оптимального интервала времени между очередными проверками хранящихся средств управления л связи в наиболее общем случае определяется на основании следующих рассуждений.
|
С |
одной стороны, |
выбор больших |
интервалов |
времени меж |
||
ду |
проверками приводит к уменьшению вероятности исправно |
||||||
го |
состояния средств. |
С другой |
стороны, слишком |
частые про |
|||
верки |
увеличивают стоимость |
эксплуатации, |
уменьшают ресурс |
||||
и |
увеличивают число |
возникающих |
отказов, |
поскольку сред |
243
ства проверяются обычно в рабочем режиме. Кроме того, необхо димо учитывать влияние переходных процессов цри включении и
выключении аппаратуры, а |
также |
возможные ошибки личного соста |
|||
ва в процессе проверки. |
|
|
|
|
|
Если оценивать уменьшение эффективности средств некоторым |
|||||
стоимостным эквивалентом |
Cf (t) |
, |
являющимся функцией интервала |
||
между проверками t , а стоимость |
контроля |
также представить в |
|||
виде функции от этого интервала |
|
C2(t) |
, то |
суммарные затраты |
|
(ри с.12.5) |
|
|
|
|
|
|
Cx = Ctlt) + C2lt) |
|
|||
будут иметь минимум цри некотором оптимальном значении интер |
|||||
вала времени между проверками t |
|
. |
|
|
|
Однако реализация указанной методики наталкивается на серьез |
|||||
ные трудности, связанные |
с определением зависимостей Cf(t) и С It). |
||||
Это вынуждает искать более простые пути решения поставленной |
|||||
задачи. |
|
|
|
|
|
Обычно в качестве исходной берется |
требуемая величина ве |
роятности безотказного хранения Рд , определяемая на основании
анализа эффективности средств ав |
|
|||||
томатизированного управления |
и- |
|
||||
связи. В этом случае |
задача форму |
|
||||
лируется следующим образом: интер |
|
|||||
вал между очередными |
цроверками |
|
||||
должен быть выбран так, чтобы |
в |
|
||||
любой произвольно |
взятый |
момент |
|
|||
времени каждое средство было ис |
|
|||||
правно с вероятностью не ниже Р0 . |
|
|||||
Пусть рассматриваемое |
средст |
|
||||
во состоит из п |
устройств, из |
ко |
|
|||
торых п |
устройств в процессе |
хра |
|
|||
нения контролироваться не |
могут. |
Рис.12.5. К определению |
||||
Плотность распределения вероятно |
оптимального интервала |
|||||
времени между проверками |
||||||
стей времени безотказного хране |
хранящейся системы |
|||||
ния для |
контролируемых устройств |
|
||||
задана функцией wt(t), |
для |
неконтролируемых - функцией b?z(t). В |
||||
момент постановки на хранение |
= 0 |
все устройства были исправ |
ны. Выявленные при проверках неисправности устраняются, и сред ство снова переходит в режим хранения. Время проверки и время ремонта значительно меньше интервала между цроверками и при ре шении могут не учитываться.
244
Очевидно, что основное условие хранения можно записать в
виде
(12.9)
где Р; (.Ц.) - вероятность безотказного хранения і -го устройства к моменту . Эта величина зависит от интервала времени между моментом и моментом предшествующей проверки . Для контролируемых устройств величина вероятности безотказного хра нения может быть вычислена по формуле
|
|
|
|
|
|
|
|
(12 .10) |
где |
і = 1 ,2 ,3 , |
|
. |
|
|
|
|
|
|
Для неконтролируемых устройств |
|
|
|||||
|
|
|
Р</. ( 4s/5o ) = exP - |
j jL (Z )dz |
С1 2 .II) |
|||
|
|
|
|
|
I- |
о |
|
|
где |
j = 1 ,2 ,3 , |
« .. ,/ * . |
|
|
|
|
|
|
|
С учетом выражений (12.10) и |
( I2 .I I) |
основное условие хра |
|||||
нения принимает вид |
|
|
|
|
|
|||
|
|
г' |
Uz)d2 |
|
?s |
|
|
|
|
n-r |
- j |
|
_f д (2)йг |
|
(12.12) |
||
|
i |
1 |
r i d |
> P 0 , |
||||
|
П e ^ |
|
Ле* |
|
||||
|
|
|
j=l |
|
|
о > |
|
|
где |
|
|
|
|
ьуіъ) |
|
|
|
|
|
|
ü(z) = |
|
|
|||
|
|
|
OO |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
^ w(x)dx |
|
|
|
|
|
|
|
|
z |
|
|
|
|
Очевидно, что с экономической точки зрения следует выби |
|||||||
рать максимально возможный интервал между проверками, |
что соот |
|||||||
ветствует знаку равенства |
в |
выражении (1 2 .9 ), т .е . |
|
|||||
|
exp - IУ Л,(2)dz e x p -IГ Ajz)dz |
= P„ |
(12.13) |
|||||
где |
- |
і і |
|
J |
L ° |
|
|
|
|
|
|
n - r |
|
|
r |
|
|
|
|
|
A,(Z)=2 л (2); |
Ä J l ) =2b - {l) . |
|
|||
|
|
|
|
i-t |
‘ |
1 |
J*i J |
|
245
Решение системы уравнений (12.13) относительно |
(s = I , |
2, ..* ) позволяет определить максимально возможные интерѣалы |
|
времени между соседними проверками |
|
|
(12.14) |
Прологарифмировав правую и левую части равенства(І2 .ІЗ ), |
|
получим |
|
J |
At(z)d2 + \A 2(z)c/z=-lnP0. |
(12.15) |
|
Чз-і |
О |
|
|
Полученная система рекуррентных интегральных уравнений по |
|||
зволяет определить моменты времени |
и интервалы времени меж |
||
ду соседними проверками. |
|
|
П р и м е р I . Определим максимально возможные интервалы времени между проверками для случая экспоненциального распре деления времени между отказами устройств:
Л,(2 )=А,= const; |
(12.16) |
> |
Л2(z)=Л2=const.
Подставив выражения (12.16) в (12.15) и выполнив интегрирова ние, получим
(12.17)
Решая полученную систему алгебраических уравнений с учетом, чт°$540=0, находим:
t - - |
tnP° , |
|
|
Л ! + Л 2 |
|
$2 |
V А+А2 } ’ |
(12.18) |
,S -J
/+ А _ _ _ _Л_, + ••• + ЛА+ Л-2 Л(+Л2 (А(+Л2
Если контролируются все устройства, то л = О, Л7 = 0 и си стема уравнений (12.18) принимает вид:
4, = - - Л, |
(12.19) |
5s ~ ^ Ч/
246
Согласно выражению (12.14) с учетом (12.18) находим
А
(12.20)
В случае, когда контролируются все устройства,
(12.21)
Из системы уравнений (12.20) следует, что с увеличением номера проверки интервалы между соседними проверками уменьша ются. В этом сказывается влияние неконтролируемых устройств, вероятность отказов которых занимает все большую долю в общей вероятности отказов. Это хорошо видно из ри с.12.6, где сплош ной линией представлена зависимость вероятности безотказного
Р
|
|
г |
|
Рис. 12.6. Зависимость |
Р(Щ5~Ц3.,/Ч$.,) от времени |
|
|
хранения Р(Щ8~ Чз ч /Щ$.,) ДОЯ |
случая |
г = 0 и пунктирной - |
для |
г * 0. |
|
|
|
Значение ц8 , при котором еще |
соблюдается условие |
(12.13), |
|
может быть найдено из соотношения |
|
|
|
j |
A2te)fl!z--lnP0 . |
|
|
о |
|
|
|
При достижении этой величины уже нельзя обеспечить Р ^ |
Р и |
||
нужно увеличивать число контролируемых устройств. |
|
247
П р и м е р 2. Пусть длительность интервалов между отка зами распределена по закону Рэлея. В этом случае интенсивность отказов для контролируемых и неконтролируемых устройств соот ветственно равна
Тогда
Л-.,(2) =2і А2 |
- р - = а г ; |
|
• |
. |
(12.22) |
Л (и)= г 2 |
~r~ = bz . |
|
Подставляя эти значения в выражение (12.15) и выполняя интегри рование , получаем
а ' й |
(12.23) |
Решая систему уравнений (12.23) относительное'S находим
(12.24)
Используя выражение (12 .14), можно найти величины интерва лов между соседними провёрками:
2ШР0
На+Ь
(12.25)
m H - М М
Если контролируются все устройства, то
(12.26)
248
Как следует из выражений (12.25) и (12 .26), при непостоян^ ной интенсивности отказов проверки необходимо проводить нерав номерно как в случае, когда проверяются все устройства, так и в случае, когда часть устройств не проверяется.
При решении предыдущей задачи предполагалось, что средств ва автоматизированного управления и связи проверяются идеалъ-.. ной контрольно-измерительной аппаратурой, обеспечивающей абсо лютную достоверность результатов контроля.
С учетом ошибок контрольно-измерительной аппаратуры веро
ятность того, что средство, |
признанное исправным в момент |
, |
окажется исправным в момент |
, равна |
|
|
|
|
р (чм |
?5)= Р(V Ѵ А и Ж ѵ ,). |
<І2-2,) |
|
где |
R |
- |
вероятность |
торо, что средство, |
признан |
|
ное |
исправным в момент ц |
, действительно исправно. |
||||
|
Величина R |
) для невосстанавливаемых |
и восстанавливае |
|||
мых средств |
определяется выражениями (12.I) и |
(12.2) |
и является |
функцией вероятности безотказного хранения на'момент проверки Р(ц5^ ) . Однако ввиду того что максимально возможный интервал между проверками вычисляется при достижении вероятностью без отказного хранения своей предельно возможной величины Р(Щ8.,) = = Р0 , величина Р(Ц5.,) является функцией заданной вероятности Р0
ине зависит от времени.
Сучетом этих рассуждений основное условие хранения можно записать в виде
P(Ss)=j%Pi ( b ) ^ w T ) |
• |
(12 |
.28) |
Из выражения (12.28) следует, что учет |
ошибок контроля |
при |
водит к необходимости повышения заданного уровня вероятности безотказного хранения, причем все сделанные ранее выводы оста ются справедливыми.
В реальных условиях хранения средств управления и связи расчетный максимальный интервал времени от момента постановки на хранение до момента проведения первой проверки может быть больше заданного срока хранения: tf=~t . В этом случае проведе ние проверок нецелесообразно. Если рассчитанный максимальный интервал времени до первой проверки меньше заданного срока хра нения, то возможен отказ от проверок при изменении условий хра
249
нения. Например, полевое хранение может быть заменено склад ским; как показывает опыт, это позволяет увеличить интервал между проверками в 2 - 3 раза. Однако такое решение требует экономического обоснования.
§ 12.3. ПЕРИОДИЧНОСТЬ ПРОВЕРКИ ТЕХНИКИ, НЕ ПОДЛЕЖАЩЕЙ РЕМОНТУ
При хранения средств управления |
и |
связи, |
не |
подлежащих |
|||||||
ремонту, а |
также |
|
при |
хранении |
их |
запасных |
частей и эле |
||||
ментов оцределявдим является требование, |
чтобы в любой момент |
||||||||||
времени из |
общего числа подлежащих хранению образцов NQ число |
||||||||||
исправных образцов было бы не меньше |
заданного, |
т .е . |
|
||||||||
|
|
|
|
N і |
р А/ |
|
|
|
(12.29) |
||
|
|
|
|
и |
s |
'’о • |
|
|
|
|
|
При обосновании периодичности проверок будем полагать за |
|||||||||||
данными срок хранения |
t xp , |
число |
образцов NQ и |
величину Щ |
|||||||
(О *5 Ц < |
I ) . Обеспечить условие |
(12.29) |
можно тремя различны |
||||||||
ми способами. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
П е р в ы й |
с п о с о б |
аналогичен рассмотренному |
в |
||||||||
предыдущем параграфе. |
Он заключается |
в.проведении периодиче |
|||||||||
ских проверок всех |
хранящихся образцов, |
выявлении образцов, |
|
||||||||
вышедших из строя, |
и замене их исправными. После проверки |
и. |
замены общее число хранящихся образцов должно быть равно пер воначальному их числу N .
В т о р о й с п о с о б заключается в периодическом пополнении склада исправными образцами с таким расчетом, что бы число исправных образцов после каждого пополнения было рав
но |
• |
с п о с о б |
заключается в предварительном |
||
|
Т р е т и й |
||||
увеличении числа хранящихся образцов до |
такой величины, чтобы |
||||
число исправных образцов было не менее |
заданного |
условием |
|||
(12.29) в течение |
всего срока хранения t . |
|
|||
|
Сравним перечисленные способы по числу образцов, необходи |
||||
мых для пополнения, и стоимости при условии, что |
в конце за*- |
данного срока хранения проводится выходной контроль всех хра нившихся образцов.
При первом способе, среднее число образцов, изымаемых цри
каждой проверке и нуждающихся в замене, |
|
Â7 = /V0{[o(/>+(/-p)(/-^](/-?)+5r(/-ß)], |
(12.30) |