книги / Эксплуатация авиационного радиоэлектронного оборудования
..pdfИнформационная модель строится следующим образом: по функцио нальной схеме сложного устройства строятся ФДМ и матрица состояний (рис. 12.4). Каждому из дискретных состояний S t соответствует вероятность
Pi •
При числе блоков п энтропия моделируемого РЭУ
п
Н (S) — 2 |
Pi log, я,-. |
1= |
1 |
Если определение технического состояния производится не по всем, а по пь параметрам, то
nh
H ( S h) - 2 Pi logs Pi. 1= l
Каждая проверка Ui несет информацию о работоспособном состоянии РЭУ в объеме
Р (S/Ui) I Ui S logs P(S)
где Я (5) — априорная вероятность пребывания РЭУ в определенном состоянии, например в работоспособном; Я (S/Ui) — условная вероятность пребывания системы в состоянии S (работоспособном) при условии, что ре зультат Ui — положительный, т. е. свидетельствует о работоспособности.
Эта условная вероятность определяется как
Р (S) Р (UilS)_________
Р (S/Ui)
P(S) P(Ui/S) + P(0) P(Ui/0)
где P (Ui/S) — условная вероятность того, что U[ дает положительный результат при работоспособной системе; [1 — Р (5)| ~ Р (0) — вероятность
отказа, т. е. нарушения работоспособного состояния S. Подставляя в формулу Р (Ut/0) — 1 — Р ( U j 0), получаем
_________ Р (S) Р (Uj/S)
Р (S/Ui)
Р (S) Р (Ui/S) -\-Р (0) [ 1 —Р (t7f/0)l '
Погрешности определения состояния в измерительных средствах диагнос тирования отсутствуют, и тогда Р (UjlS) — 1. Соответственно
___________ P(S)___________
Р (S/Ui)
P ( S ) + P ( 0) — P(0)P((7i/0)
Информация в t-й проверке о состоянии 5 *:
I |
|
_______ 1________ |
Vi |
S = log2 |
|
|
1 - Я (0) P(Ui/0) |
|
|
|
|
Отсюда следует, что шах |
{/ц ^ 5 } будет соответствовать max {Я (0)Я ( / 0)}. |
Учитывая, что для сопоставления в структурё должно быть проведено п проверок, функция предпочтения проверок по шах {/{/._*$} принимает вид:
max ( I U} ^ з} -»■ max max £ ^ Р (s >) Р (Ui/O)j -♦
^ таХ [ 2 Pl
Из матрицы состояний (рис. 12.4) следует, что
’ {Ui/0)I
ччютветствует максимальному числу нулей в соответствующей строке провер ки, т. е. выражению
шах | 2 Pi (0) « 0i >}.
Условие реализации приведенного алгоритма выбора информативных прове рок
% P i <0)*=1.
Если при составлении ФДМ на основе априорных данных результат расчета -будет 2<7/ < I, необходимо провести соответствующее нормирование, чтобы = 1. Кроме тото, условие одного отказа автоматически приводит к ра
венству Р (0) |
Р (Si). |
Вероятности |
состояний отдельных блоков РЭС могут быть неизвестны, |
тогда вид функции предпочтения упрощается и предпочтение оказывается той проверке, в строке которой больше нулей:
max I ^ I « 0| > | u = i
Если известны стоимости отдельных проверок, то функция предпочтения одной проверки другой в матрице состояний приобретает следующий вид:
( V I Р (0i) [« оI » ) )
"Ча ''««"> Г
где С (Ui) — стоимость *-й проверки, в состав которой может входить и среднее время диагностирования (тд).
Функция предпочтения для известных величин С (Uj) — стоимости про верки, тД| — среднего времени диагностирования и вероятности правильного диагностирования
У Р(0«) l« Of >;1
шах
^T„i С (Ui)
Процедура выбора совокупности ДП для контроля работоспособности в информационной модели выглядит следующим образом: для каждой строки матрицы вычисляют функцию предпочтения W Первой для реализации выби рают ту проверку Ui, в строке которой ИР,- шах. По результатам проверки матрицу состояний делят на две части (рис. 12.5). В первую часть входят со-
|
s , |
SZ |
|
s4 |
Ss |
Ss |
S7 |
S8 |
Ss |
S10 |
wz |
и , |
0 |
1 |
1 |
1 |
1 |
/ |
7 7 |
1 |
1 |
1 |
|
иг |
0 |
0 |
0 |
1 |
1 |
7 |
/ |
7 |
7 |
1 |
3 |
из |
1 |
; |
0 |
1 |
7 |
7 |
7 |
7 |
7 |
1 |
7 |
ич 0 |
7 |
7 |
0 |
0 |
7 |
/ |
7 |
0 |
/ |
'/ |
|
Us 0 |
7 |
/ |
7 |
0 |
7 |
7 |
7 0 |
7 3 |
|||
Us |
0 |
7 |
7 |
7 |
0 |
0 |
0 |
7 |
0 |
7 |
5 |
U7 0 |
7 |
7 |
/ |
0 |
0 |
0 7 0 |
7 |
5 |
|||
« 7 » |
0 |
7 |
7 |
7 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
« О» |
ив |
7 |
||||||||||
Us |
0 |
1 |
7 |
7 |
0 |
7 |
7 |
1 |
0 |
7 |
3 |
UJO 0 |
1 |
7 |
1 |
0 |
0 |
0 |
0 0 |
0 7 |
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
Отказ системы |
|||
1----- |
|
|
|
|
|
|
|
< - - - - - - - - - - - - - - - - - - - |
|||
s z |
* |
Sq |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
<*/» |
|
« 0 » |
|
|
|
|
|
||||
0 |
0 |
7 |
2 |
|
|
|
|
|
|||
Uz |
Отказ блока 2илиЗ |
|
|
||||||||
U3 |
1 |
0 |
7 |
7 |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||
u4 7 1 0 7 |
|
|
|
|
|
|
|
||||
Проверить |
бл. V |
|
|
|
|
|
|
|
|||
£ с и ц |
/ |
Л / |
- / ,системал я |
|
работоспособна |
|
|
||||
Рис. 12.5. Алгоритм |
выбора |
параметров |
для |
проверки |
работоспособности |
||||||
по матрице состояний |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
стояния, для которых результаты проверки положительны («1»), во вторуючасть — состояния, для которых результаты отрицательны («О»). Первая часть матрицы является исходной для построения новой матрицы, в которую входят непроверенные состояния.
Для новой матрицы вновь определяется функция предпочтения Wj, и процедура повторяется до тех пор, пока имеется непроверенный параметр. Подчеркнем, что в данной модели реализуется оптимальный алгоритм после довательности контроля работоспособности по информационному критерию.
12.3. СОСТАВЛЕНИЕ ОПТИМАЛЬНОГО АЛГОРИТМА ПОИСКА МЕСТА ОТКАЗА
Поиск места отказа (ПМО) производится после установления факта нера ботоспособного состояния изделия РЭО, что принимается в качестве достовер ного события [Р (0) = 1]. Определение части изделия, отказ которой привел к возникновению состояния неработоспособности, называется поиском места отказа. Физически отказ РЭС сопровождается или прекращением функцио нирования (явный отказ), или выходом параметра за пределы допусков (не явный отказ).
Локализация отказа частично происходит при фиксации неработоспособ ного состояния. Однако почти всегда ПМО и восстановление работоспособно го состояния изделий РЭО (т. е. текущий ремонт) осуществляется в цехе А и РЭО АТБ. Причем поиск места отказа осуществляется в несколько этапов:
определение неработоспособного состояния РЭС; определение отказавшего блока (РЭУ) с точностью до сменной сбороч
ной единицы; поиск места отказа с точностью до отказавшего восстанавливаемого или
заменяемого электроэлемента; восстановление отказавшего блока (РЭУ); восстановление отказавшей РЭС.
Неопределенность ситуаций при ПМО оказывается значительно выше, чем при контроле работоспособности.
Алгоритмы ПМО делятся на две большие группы: «негибкие» и «гибкие» алгоритмы.
Негибкие алгоритмы реализуют жесткие программы ПМО„ использую щие априорные данные о техническом состоянии изделия РЭО, полученные расчетным путем или на основе статистической обработки информации об отказах устройств-аналогов.
Гибкие алгоритмы, помимо априорной, используют апостериорную ин формацию, получаемую в результате проверок технического состояния РЭУ, входящих в РЭС. Операции поиска меняются в зависимости от места возник новения отказа. При возникновении отказа в конкретной точке данного РЭУ «мягкий» алгоритм будет всегда одним и тем же, так как он составляется пу тем минимизации затрат по выбранному заранее критерию.
Органолептические методы ПМО составляют группу, в основе которой лежат различные (трудно классифицируемые) факторы:
совокупность параметров полезных и сопутствующих сигналов; активные признаки нормальной работы отдельных частей на основе по
стоянно функционирующих датчиков и контрольных сигнализаторов; пассивные признаки, сопровождающие работу системы, например тепло
вые режимы отдельных изолированных блоков.
Совокупности признаков характерных отказов и их проявлений, прису щих данной системе, обычно в виде специальных таблиц включают в техничес кие описания или инструкции по ТО РЭО и руководствуются ими в процессе технического диагностирования.
Перечни характерных неисправностей и их проявлений содержатся также в таких документах, как технологические указания по выполнению регламентных работ различных видов РЭС в лабораториях ремонтных пред приятий отраслевого профиля.
Группа методов ПМО с использованием статистических данных основа на на предварительном сборе и обработке информации об отказах РЭУ, от дельных блоков, изучении априорных данных о характерных повреждениях и дефектах аналогичных изделий и их составляющих. На основании проработ ки статистического материала формируется алгоритм последовательного ПМО.
Метод «время—безотказность» — один из путей составления алгорит
ма, заключающийся в следующем. Если известны вероятности отказов |
(0) |
всех диагностируемых блоков РЭС, а также тД1- — среднее время диагнос тирования каждого блока в процессе ПМО, то принцип ранжировки прове рок при ПМО следующий: для каждого блока находим отношение Я4 (0)/тд{
: - ah строим алгоритм по принципу аг > а2 > а 3 > > ап. При реализа ции этого алгоритма среднее время диагностирования системы оказывается минимальным.
Оптимальный алгоритм ПМО на основе информационного подхода со ставляется следующим образом. По ФДМ РЭО, для которого формируется
алгоритм, строится матрица состояний (проверки |
— строки, состояния |
|||
Sj — столбцы). Под каждым значением Sj указывается |
его нормированное |
|||
значение |
S* (0); 2Р* (0) = |
1. При отсутствии сведений |
о безотказности со |
|
стояния |
Pi принимаются |
равновероятными (см. рис. |
12.4). |
У; |
S, |
s? S3 |
|
*5 Ss S7 |
SB s9S10 |
|
|
|||||
0 7 7 7 7 7 7 1 7 7 ~ T |
|
|||||||||||
~07 0 |
0 |
0 |
7 |
7 |
7 |
7 |
7 |
7 |
7 |
х |
|
|
и3 |
7 |
7 |
0 |
7 |
7 |
7 |
7 |
7 |
7 |
7 Т |
|
|
Уч 0 |
7 |
1 |
0 |
0 |
7 |
7 |
7 |
0 |
7 |
2 |
|
|
«7» Ml тг |
7 |
1 |
LL ТГ |
7 |
7 |
7 |
~T |
7 |
Ч |
/ |
||
Уб 0 |
7 1 |
7 0 ТП 0 7 0 7 0 |
||||||||||
7771 0 |
7 |
7 |
7 T |
T |
0 |
7 ~T |
7 |
0 |
|
|||
U8 0 7 7 Г ~T 0 0 0 0 0 ч |
|
|||||||||||
Ml |
0 ~ r 7 7 0 1 7 |
7 T 7 ч |
|
|||||||||
Ую 0 7 7 I 0 0 0 0 0 0 ч |
|
|
|
иг |
$2 S3 |
Sv SB]SJO Wq1«77» |
|
|
|
Еяейнмяклпя |
«О» |
|
||||||||
|
|
0 ~1Г 7 |
Г |
7 1 |
1 |
|
«7» Т7Г и |
1 7 шш шшх |
|
|||||||||
|
|
Уз |
7 0 7 7 7 ~T |
|
|
|
M i 0 0 "Г 1 J J 7 |
|
|
|||||||||
|
|
M l |
7 |
1 |
0 |
7 |
7 |
|
3 |
|
|
|
B |
0 |
0 тг |
0 ТП 5 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
U |
|
|
|||||
|
|
м |
1 7 "7 0 0 7 |
|
|
|
UJ 0 ~т~тх |
|
|
|||||||||
|
|
Uw |
1 7 7 0 0 7 |
|
|
|
M l 0 0 1 ~тX 7 |
|
|
|||||||||
«7» |
Уч |
S4 SB SJO w4 |
|
|
|
Ul |
S2 S3 W4 |
UB |
s6 S 7 |
2 |
s, |
Ss s3 WH |
« 0» |
|||||
0 |
1 |
1 |
7 |
|
|
|
0 0 2 |
0 |
0 |
Ui 0 |
7 1 7 |
|||||||
L► |
0 |
0 |
7 |
|
«7» |
|
7 |
|
7 |
|
|
|
|
|
|
|||
|
Уд |
1 |
|
u3 |
0 1 |
0 |
0 2 |
us 0 0 0 J |
|
|||||||||
|
Ую 7 |
0 |
0 ,f 7 |
|
|
-> Отказ В6л. 2 |
Отказ ббл.б |
Уз 0 |
0 0 J |
|
||||||||
|
|
ОтказВбл.Ч^ |
|
|
Отказ В6л.3<г |
Отказ Обл.7<г- |
*Отказ в 6л Зили О |
|||||||||||
|
Проверяем 6л.В или 10 |
|
|
|
|
|
|
|
|
Отказ 0 6л 7*----- |
Рис. 12.6. Составление оптимального алгоритма поиска места отказа
Функция предпочтения для каждой строки Ut (рис. 12.6):
|
Wj~-\\ZPi(Q) |
1j |
- ! P j (0) |
02 |
4!mln. |
|
||
где TPj (0) < 1;- » |
— число |
единиц в строке, |
умноженное на |
соответ |
||||
ствующие вероятности |
состояний; 2 Pj |
(0) < 0j » — число |
нулей в той же |
|||||
строке. |
|
|
|
|
которой |
функция пред |
||
В качестве первой проверки выбирается та, для |
||||||||
почтения Wj |
0, т. е. имеет наименьшее значение. Далее проверки |
идут по |
||||||
двум почти равноинформативным ветвям. Для результата (У,- (№min) |
< 1 > |
|||||||
строим новую матрицу, в которую попадают состояния |
соответствовавшие |
единице. Для этой матрицы также следует вычисление функции предпочтения
r ft= ! |2 P „ ( 0 K < U > - 2 P * ( 0 ) Oft > | }min.
и процедура повторяется до получения однозначного ответа по каждому эле
менту блока ветви. |
соответствую |
Для результата проверки Uj ( W^mtn) 0 также строится |
|
щая матрица, в которой принимают участие состояния S|;- |
с результатом |
проверки, равным «нулю». Для всех строк этой матрицы также вычисляют функции предпочтения по вышеприведенной формуле, и следующая проверка выбирается по W min. Процедура повторяется вновь.
При необходимости данный алгоритм может быть построен с учетом стои мости диагностирования (напомним, что под стоимостью можно понимать затраты любого рода, в том числе и временные).
Функция предпочтения при учете стоимости С,- и достоверности D* имеет вид:
w i c = { - % - l 2 P j < 4 , » - Z P j (0) |
°J » I} . |
^ D |
J i n i n |
а процедура построения алгоритма Г1МО остается одной и той же.
Отказ Z |
|
|
|
Отказ 1 |
V 0 |
ZJjftf J J |
|
; j |
|||
Отказ 3 |
Отказ Ч |
Отказ 5 |
Отказ 6 |
Рис. 12.7. Алгоритм диагностирования методом половинных разбиений |
|||
Метод половинных разбиений на практике для |
ПМО широко использу |
ется, особенно при наличии последовательной (или близкой к таковой) струк туры (рис. 12.7). В схеме отказавшего РЭУ находят среднюю точку (средний блок) с учетом или без учета вероятности отказа, проверяют состояние изде лия в этой точке, после чего в зависимости от результата проверяется пра вая или левая часть схемы.
Сопоставив этот метод ПМО с полученным на основе информационного подхода, можно легко убедиться в их полной идентичности для последова тельных структур, что свидетельствует об универсальности и практической реализуемости информационного подхода.
12.4. ДОПУСКИ НА ИЗМЕНЕНИЕ ДП
Допуски на ДП подразделяют на производственные 6П, эксплуатацион ные 6Э и ремонтные 6р.
Производственные допуски устанавливаются техническими условиями или нормативно-технологическими документами для параметра РЭО или эле мента.
Эксплуатационные допуски устанавливаются инструкцией по эксплуата ции и эксплуатационными документами (например, ТУ на поставку), а также технологическими указаниями по выполнению регламентных работ на изде лиях техники. Эксплуатационные допуски, как правило, больше производ ственных, а число регламентируемых документаций ДП меньше, чем при производстве РЭС.
Ремонтные допуски, устанавливаемые в ремонтной документации или в производственно-технологической документации для всех РЭУ и РЭС, подлежащих ремонту, по своим значениям ближе к производственным, но могут несколько отличаться в большую сторону.
Установление допусков связано с обеспечением заданной точности функ ционирования РЭС и РЭУ, а также с выбором точностных характеристик средств диагностики и контроля.
Анализ и синтез точности параметра Ui производится через параметры Ui --= A (ai...an). Примером параметра Ut является энергетический потенци ал РЛС, функции мощности излучения, чувствительности приемника и дру гих характеристик.
Поле рассеяния параметра U определяется выражением
Г
где dJJ_ |
дА (<ах...ап) — частная |
производная |
ДП |
при |
номинальных |
|||||||
да( |
dai |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
значениях |
сц |
aio‘> L — IflQ — ДМ1 — половина поля рассеивания парамет |
||||||||||
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
Kt — коэффициент |
|||
ра а; аб и ам — его наибольшее и наименьшее значения; |
||||||||||||
относительного рассеивания, |
который |
определяется |
как |
б/ТЛ, (здесь |
о — |
|||||||
среднеквадратическое |
отклонение; |
Хэ — относительное |
среднеквадратичес |
|||||||||
кое отклонение для «эталонного» распределения; обычно |
|
|
1/3, что соот |
|||||||||
ветствует гауссовскому распределению с предельным отклонением L |
Зо). |
|||||||||||
Координата середины поля рассеивания параметра |
U относительно его |
|||||||||||
номинального значения |
U0 имеет вид: |
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
- |
i ( |
f |
) (УгсЧ'а / L i), |
|
|
|
|
||
где a.j |
_ _ _У-S — |
_ _ _У-Sl_ |
_ ( ^ |
t |
^ тио ) |
• |
математическое |
|||||
|
|
Lu |
|
|
L ц |
|
|
|
|
|
|
|
ожидание |
параметра; |
Uc — середина |
поля |
рассеивания; |
UC~ ( U ^ |
UM)i2. |
||||||
Приведенные выражения справедливы при следующих ограничениях: |
||||||||||||
параметры at |
— независимы, |
а их |
законы |
распределения |
и |
число i |
1, я |
|||||
таковы, |
что |
U оказывается |
распределенным по гауссовскому закону. От |
клонения значений параметра являются линейными функциями значений at . Коэффициенты влияния dU/dai остаются постоянными в пределах поля рассеи вания Ц .
Реально, если U |
f (alt |
ип), |
то его предельное отклонение |
|||
или |
(6£/)пр |
d \\п f |
(д*, |
^/I) 1* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(6(У)цр ^oti Ьах i а 2 |
6а2-}- |
4-а„ бяп ~ |
||||
|
dax |
da2 |
|
dun |
|
|
|
-f- а 2 |
|
|
a n -------. |
||
|
«1 |
а2 |
|
|
ап |
|
где 6а . — относительные |
ошибки |
аргументов; а ; |
коэффициенты, яв |
ляющиеся показателями отдельных аргументов.
Если заданы ошибки аргументов, т. е. составляющие dajlaу, найти пре дельную ошибку просто.
Обратная задача нахождения отклонений аргументов по известным от
клонениям функции |
является |
неопределенной. |
принимают, что |
|
Для исключения |
неопределенности |
обычно |
||
а х Ьаг ~ а 26а2 |
. -- а |
п бап |
(Ш) пр/ я , |
откуда относительная ошибка аргумента
6а; = ± ( W ) ap/naj.
Установление допусков на основные параметры РЛ, определяющие энер гетический потенциал. Параметром РЛС, определяемым техническими ус ловиями, является максимальная дальность действия. Зададимся допуском на величину
^m ax А ^ т а х = = t ^ * ^ m a x 0*
Основное уравнение радиолокации, связывающее Dmax с остальными параметрами РЛС, удобно записать в форме:
£>тах К р / СР-------- |
------- Ч4 G*X*. |
^Прм min |
/*ц Т„ |
где К — коэффициент пропорциональности; Рср — средняя излучаемая мощность; ти — длительность излучаемых импульсов; FM— частота их пов торения; г\ — к. п. д. тракта прием—передача; G — коэффициент направлен ного действия антенны; X — длина волны.
По изложенной выше методике выразим предельное отклонение 6D,nax через остальные параметры:
/ t п |
ч |
^^гпах |
, |
-'п ^ П р м "и Тн)| • |
(о^тах)ир |
п |
^ — (1пЛ:р |
||
|
|
ь'тах |
|
|
Если пренебречь отклонением от номинального значения величин G и /„, выражение для 6Dmax записывается через относительные отклонения от но минального значения технических параметров, определяющих энергетичес кий потенциал:
1 |
dPcp |
_1_ |
dP Г1 рм |
J_ J l 1 |
l |
dxu |
_l_ |
rtF, |
|
(бПт ах)ир |
|
4 |
|
4 |
ти |
4 |
F„ |
||
РсР |
|
2 1] |
|
||||||
4 |
Ирм |
|
|||||||
Величины F„ и ти в процессе эксплуатации изменяются незначительно |
|||||||||
Тогда |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
d P t:р |
^Прм |
d\\ |
|
faи, ч |
_^Y |
|
||
(fiOn,ax) пр |
|
4^Прм |
2т1 |
|
*и |
‘ |
Y |
|
|
|
4ЯСР |
|
|
||||||
где V ~~ относительное |
отклонение от |
номинального |
значения |
ширины |
|||||
основного лепестка спектра сигнала вследствие |
изменения формы |
импульса |
|||||||
и частоты генерации. |
|
|
|
|
|
|
|
|
Если считать, что все члены последнего выражения оказывают одинако вое влияние на функцию (б£)тах)1ф, то значения допустимых отклонений от НТП, т. е. допуски на технические параметры, будут определяться следую
щими |
выражениями: |
|
|
|
|
|
dPcp |
± |
hip', ~ |
dPn |
:L ( ^ т а х ) и р - |
|
Pcp |
'П р м |
|||
|
|
|
|
||
|
JlL |
0,5 (5F)max)np; |
dy |
(60inax),ip. |
|
|
4 |
± |
|||
|
|
|
|
|
|
В реальных условиях (отклонение всех параметров в одну сторону мало |
|||||
вероятно) относительные ошибки составляющих |
можно допустить в 1,5... |
||||
2 раза |
больше полученных, |
в соответствии с чем |
и установить допуски. |
Метод определения коэффициента влияния может использоваться для
установления допусков на значения внутренних параметров электронных схем.
Аналитическое выражение выходного параметра представляется рацио
нальной дробной |
функцией |
вида U |
Q/H, где Q |
Q (alf а 2, ..., ап); Н |
If h/ 1 , д 2» • • • * a n) . |
/-го параметра |
|
||
•ффицнент |
влияния |
|
At |
’ |
oai |
dai ) |
|
Предположим, что показатель степени параметра |
в числителе выраже |
|
ния для U равен ш, а в знаменателе п. Произведя дифференцирование и необ |
||
ходимые преобразования, |
получим |
|
Ai — mQ (ai)lQ —пН (ai)/H, |
|
|
где Q (dj) и H (а{) — |
те части многочленов Q и Я, числителя и знамена* |
|
теля, в которые входит |
параметр at . |
|
Вычислительные операции для получения коэффициента влияния по /-му параметру аг необходимо производить в следующей последовательности:
получить исходную аналитическую зависимость U — QlH;
взять ту часть числителя Q, члены которого содержат параметр ait и каждый из них умножить на величину, которая является показателем степе ни af;
разделить полученное выражение на весь числитель; вычесть из результата данные, полученные аналогичным преобразова
нием знаменателя |
И. |
|
Если аналитические выражения целей представляют дробные линейные |
||
функции, |
то |
|
|
|
Aj — Q (аь) /Q— Н (ai)/H |
Если |
параметр |
не входит в знаменатель, то |
|
|
Ai mQ (ai) jQ, или Ai Q(ai)/Q. |
Если параметр at не входит в числитель, то формулы для определения коэффициента влияния приобретают вид:
Ai — n H( ai ) / H; Ai - H ( ai)/H
Для иллюстрации рассмотренного метода определим коэффициенты влия ния погрешностей параметров схемы приемного тракта на его реальную чув ствительность £ Прм:
^Прм 10-10 “7 7 ^ |
V |
Прм |
ВХ , |
а >с Прм
где q — отношение сигнал/шум на выходе приемника; Д/'с — девиация частоты принимаемого сигнала; /?А — активное сопротивление эквивален
та антенны; F M Прм — верхнее значение полосы пропускания низкочастотного-
тракта; N т вх — коэффициент шума входной цепи приемника. Тогда коэффициент влияния параметра q на ^прмтшп’
A qi = |
10~10 q У |
R A F* Прм А^ш их |
/ 10-10 Я \ #д |
Прм ^ших - |
1• |
||
A FU Прм = |
1° " 10 * Т |
У * А ^ |
Прм ' W |
I0-10 Я V R A F* п р м ^ / в х |
- J |
||
Соответственно |
А Р |
3 |
|
1 |
|
|
|
----; А м |
— |
|
|
||||
|
|
^м Прм |
2 |
^швх |
2 |
|
|
Метод коэффициента влияния позволяет исключить промежуточные пре образования, что снижает трудоемкость расчетно-аналитических вычисле ний.
Выбор прогнозирующих параметров, наблюдение за которыми дает возможность реализовать прогноз, является важной задачей прогнозирую щего контроля.
Метод производных параметров применяется, если состояние многопара метрического изделия РЭО описывается вектором
U </) [ 1 М 0 , U2 (t) |
и п щ ) . |
Оценив величины Ut (/), Ui (/), Uc (/), |
можно определить, изменением |
каких параметров следует пренебречь по сравнению с другими. Для этого вводится понятие нормы t-ro параметра
||^||=|и«(/)|+цу; щ |
\ + |
(о|4\ и |
ч |
||
Введем выражение г (/) = |
max \ \Ui (/)||; |
1 < |
in |
и зададимся б (/) < 1 |
|
Те параметры, для которых |
выполняется |
условие |
[|\Ui |
(t)\\lr (01 < б (/), |
заменяем нулями. Таким образом, полная совокупность из п параметров заме
няется ограниченной совокупностью k параметров. Если U(t) обладает свой
ством монотонности, т. е. если 11СУ|11 > \\Uj\ \ для всех i > Л, то вектор U (/) может быть заменен вектором
< Л ( 0 - [ * М 0 . «/.(О |
и * ( 0 , О, о .|. |
Информационный выбор прогнозирующих параметров может быть про изведен также на основе информационного подхода.
Количество информации, которую несет параметр Uj о состоянии систе-*
мы.
|
|
I j W j . S ) ^ H 7. - H j ( S ' U j ) , |
|
где Ну |
к |
(U) — энтропия состояния |
|
S |
диагностируемого изделия |
||
РЭО; Н ( S l U j ) |
/= 1 |
|
изделия после контроля па |
— условная энтропия состояния |
раметра Uj . |
Выбор параметров для прогноза следует начинать с того, который |
||
несет максимальное количество информации Ij max. |
|||
Энтропия /-го параметра, |
в свою очередь, |
описывается выражением |
|
|
H j ( U ) |
- 2 P i lo g ,P i . |
|
|
|
i= 1 |
|
где Pi |
— вероятность попадания параметра U j |
в i-й интервал диапазона |
его изменения.
Параметры можно выбирать и по критерию минимума величины Hj (U). Если принять, что распределение w (Uj) подчиняется нормальному закону, то энтропия отдельного параметра
H j ( U) = log2 \ ГШ 5 1 ,
где D v — дисперсия распределения параметра U
Ранжировка параметров по степени информативности осуществляется по величине дисперсии распределения каждого параметра и применяется при вероятностном прогнозировании, когда вычисляются и анализируются ве личины дисперсий компонентов прогнозируемого процесса.
Инженерно-логический метод выбора прогнозирующих параметров ос нован на инженерном подходе: например, температура поверхности отдель ных узлов, которая весьма чувствительна к увеличению мощности рассея ния, а косвенно о температуре можно судить, измеряя сопротивление обмо ток трансформатора.
Ток холостого хода трансформатора является параметром, чувстви тельным к отклонению от нормального рабочего режима и к нагрузкам вы ходных цепей. К некоторым часто встречающимся дефектам чувствительны ми оказываются отношения прямого и обратного сопротивления диодов,