книги / Эксплуатация авиационного радиоэлектронного оборудования
..pdfток базы транзисторов, ток сетки электронных ламп, ток утечки конденсато ров.
Покаскадный контроль усилителя с разомкнутым контуром АРУ поз воляет выяснить момент приближающегося повреждения. Измерение ко эффициента стоячей волны у выходного конца волновидной линии, ведущей к нагрузке, дает информацию о ряде типовых повреждений. Работоспособ ность электронных ламп в импульсных схемах при пониженном напряжении накала является хорошим показателем уровня их эксплуатационной надеж ности.
12.5. РАСЧЕТ ПОКАЗАТЕЛЕЙ ДИАГНОСТИРОВАНИЯ
Достоверность информации — основа физической характеристики систе мы диагностики о техническом состоянии РЭО, отражает степень доьория потребителя к полученным результатам и определяется:
точностью измерения ДП; глубиной контроля; полнотой контроля;
безотказностью и помехоустойчивостью в работе всех элементов тракта диагностики и контроля;
закономерностями изменения ДП и допусков на них; методикой измерения ДП;
способами накопления, отображения и регистрации результатов диаг ностики и контроля;
условиями и местом проведения диагностирования; требованиями нормативно-технической документации к объекту, сред
ствам и системам диагностирования.
Параметр РЭО, характеризующий состояние Uc (/), следует рассмат ривать как случайную величину с плотностью распределения w (Uv). ОД считается работоспособным при условии (/„ < Uc (/) < £/в, где область Uн — UB является допусковой областью.
После получения диагностической информации о состоянии ОД могут
быть высказаны |
две взаимоисключающие гипотезы: Н — ОД работоспособен |
и Н — ОД неработоспособен. |
|
Априорные |
вероятности пребывания ОД в состояниях работоспособ |
ности и отказа соответственно равны:
и
Р( Н)
В ходе реального процесса диагностирования, как следствие воздейст вия шумов, помех Un и других факторов, вместо величины Uc (/) мы имеем
величину U (/) |
— Uc (/) |
4- Un (/). |
Допусковая |
область |
и решение определяются по критерию |
|
|
U ^ < U ( t ) < U ' „ |
что приводит к возможности появления ошибочных решений: часть работо способных объектов бракуется, а часть неработоспособных принимается в качестве работоспособных и допускается к функциональному использованию. Возможные ситуации состояний объекта и средств диагностирования приве дены в табл. 12.1.
Приведенные соотношения ограничиваются показателями системы, свя занными с определением работоспособного или неработоспособного состоя ния РЭУ по одному или нескольким, но независимым диагностическим пара метрам. В случае ПМО общий подход к ситуации не меняется, но число со стояний S (т) теперь определяется глубиной ПМО и соответственно числом элементов т на заданном уровне поиска.
Состояние ОД
Р
Р
Р
Р
Р
Р
Р
Р
Состояние |
Решение |
Ситуация |
|
Комментарий |
|
||
СрД |
о состоя |
|
|
||||
|
нии ОД |
|
|
|
|
|
|
Р |
Р |
Правильное |
диагно |
|
— |
|
|
|
|
стирование |
|
|
|
|
|
Р |
Р |
Ошибка 1-го рода |
Большие |
погрешности |
|||
Р |
Р |
|
— |
|
Средство |
всегда |
пока |
|
|
|
|
|
зывает Р |
|
|
Р |
Р |
Ошибка |
1-го рода |
Средство |
всегда |
пока |
|
|
|
|
|
|
зывает Р |
|
|
Р |
Р |
Правильное |
диагно |
|
— |
|
|
|
|
стирование |
|
|
|
|
|
Р |
Р |
Ошибка |
2-го рода |
Большие |
погрешности |
||
|
|
|
|
|
измерений |
|
|
Р |
Р |
|
— |
|
Средство |
всегда |
пока |
|
|
|
|
|
зывает Р |
|
|
Р |
Р |
Ошибка |
2-го |
рода |
Средство |
всегда |
пока |
|
|
|
|
|
зывает Р |
|
|
Ошибка диагностирования при ПМО может заключаться не только в том, что работоспособный элемент принят за неработоспособный (или наоборот), но и в том, что неработоспособный элемент i принят за работоспособный, а работоспособный элемент / за неработоспособный. Число оцениваемых ситуа ций, как и число возможных ошибок, в этом случае увеличивается.
Вероятность ошибки диагностирования вида (£, /)
р . . _ ро |
.рс ра |
/ Р |
Ь |
i= 1 |
*1 |
|
|
/= 1 |
|
|
где k — число состояний средства диагностирования: Р? — априорная
вероятность нахождения ОД в состоянии; Pct — априорная вероятность на
хождения СрДК в состоянии /; Pfe/§/ — условная вероятность того, что в ре
зультате диагностирования ОД признан находящимся в состоянии / при ус
ловии, что он находится в состоянии t, а СрДК — в состоянии /; |
услов |
ная вероятность получения результата: «ОД — в состоянии /» при условии, что СрДК — в состоянии /; P £ /t/ — условная вероятность нахождения ОД в состоянии i при условии, что получен результат «ОД в состоянии /», а СрДК находится в состоянии /.
Оценка вероятности ошибки Pi j по статистическим данным и с п ы т а н и й
С Д К м о ж е т б ы т ь п р о и з в е д е н а п о ф о р м у л е :
P l i - P°i 2 Ъ ш . г / М и .
/ = 1
где Nitl — общее число испытаний системы диагностирования; /у, / — число испытаний, при которых система диагностирования зафиксировала
состояние; |
и Pct —вероятности, определяющиеся |
методами расчета надеж |
||||
ности (см. |
гл. 7). |
Pi t y, |
если |
состояние |
ОД определяется сово |
|
Формула |
для вычисления |
|||||
купностью п |
независимых ДП |
принимает следующий вид: |
||||
|
P i J |
= |
2 ^ / 2 |
f i t j , v ,/ • |
|
|
|
|
|
1 = l |
v = |
l |
|
Функция f. j v i в различных ситуациях принимает различные значения.
Ситуация 1 — в состояниях i и у объекта диагностирования ДП v на ходится в поле допуска, а СрДК в состоянии /
^ ’. / . v , / 3 * P v a v , /»
где P v — априорная вероятность нахождения ДП в поле допуска; a v г —
вероятность совместного наступления двух событий: ДП — в поле допуска, а считается находящимся вне поля допуска при условии, что средство диаг ностирования находится в состоянии /.
Ситуация 2 — в состоянии i объекта диагностирования ДП v находится в поле допуска, а в состоянии у объекта ДП вне поля допуска при условии, что СрДК в состоянии /:
Ситуация 3 — в состоянии i объекта диагностирования параметр v на ходится вне поля допуска, а в состоянии у параметр v — в поле допуска при условии, что СрДК в состоянии /:
f i , / , \ / |
Pv,/» |
где pv t — вероятность совместного наступления двух событий: ДП на
ходится вне поля допуска, а его считают находящимся в поле допуска при условии, что средство ДП в состоянии /.
Ситуация 4 — в состояниях i и у объекта диагностирования параметр v находится вне поля допуска при условии, что СрДК в состоянии /:
1 P v Pv,/-
Для СрДК, предназначенных для проверки работоспособности по альтер нативному признаку, т. е. при двух различных состояниях (т = 2), следует
установить |
индексацию: i = \ (/ = |
1) — работоспособное состояние; i |
= 2 (/= |
2) — неработоспособное |
состояние. Тогда Plt2 — вероятность |
ошибки диагностирования вида (1, 2), вероятность совместного наступления двух событий: ОД находится в работоспособном состоянии, а в результате диагностирования принимается находящимся в неработоспособном состоя нии; Я2,1 — соответственно вероятность ошибки диагностирования вида (2, 1), вероятность совместного наступления двух событий: ОД — в неработо способном состоянии, а считается находящимся в работоспособном состоянии.
7 Зак. 2060 193
В ероят н ост и |
ош ибок |
д и а гн о ст и р о ва н и я |
Plf 2 |
и |
Р2, \ определяются по |
|||||
формулам: |
|
^ |
|
|
|
|
|
|
|
|
Р гл = Р °1 2 |
|
= |
£ |
|
р г ^ 2 . / р 1 , 2 л ; |
|||||
|
/= 1 |
|
|
/= . 1 |
|
|
|
|||
р |
— р ° |
'V* |
Рс рУ |
_р ° |
k |
Рс Ра |
pb |
|||
Z j |
||||||||||
у 2,1— Г 2 |
ZJ |
1 , 2 , / “ |
* 2 |
M |
^ b / r 2 J , / ) |
|||||
|
/= 1 |
|
|
/= |
1 |
|
|
где составляющие определяются предыдущими уравнениями, а индекса ция I, 2 соответствует работоспособному и неработоспособному состояниям.
В случае определения состояния ОД совокупностью я независимых ДП (v = 1, п) вероятности ошибок вида (1,2) и (2, I) принимают следующий вид:
|
'v . = |
£ |
|
П |
/ \ - П |
(Pv- a Vt/)l; |
||||
|
L v = 1 |
V= 1 |
|
|
J |
|||||
|
|
|
|
|
|
|||||
/»..! |
2 |
**/ |
ft |
( ^ - « V j + Pv./)- |
П |
(^v—«v./)] * |
||||
|
;= |
I |
v =1 |
|
|
|
r = J |
|
J |
|
Состояния |
средств |
диагностирования |
можно |
представить следующим |
||||||
образом: |
|
|
|
или |
правильной |
индексации; |
||||
I — \ — работоспособное |
||||||||||
1 = 2 — неработоспособное |
при |
индексации |
«ОД |
работоспособен»; |
||||||
1 = 3 — неработоспособное |
при |
индексации |
«ОД |
неработоспособен». |
Ошибки диагностирования с учетом состояния средств определяют следующим образом:
|
п |
p v - |
S |
|
+ |
п |
Яу. |
|
|
I . V ^ l |
|
V *= l |
|
J |
V — 1 |
|
|
|
|
Р%Л = Р \ f П (*V -«v., + M |
- П |
(^ v - a v .l)l + ^ ( |
1 - |
ft |
^ ) - |
||||
|_V=s 1 |
|
|
V = 1 |
|
J |
\ |
|
V = 1 |
/ |
Приближенные расчеты с учетом специфики ТО РЭО могут не учитывать |
|||||||||
возможность отказов средств диагностирования |
Р\ = |
1; Р% = |
Р% = |
0. Тог* |
|||||
да формулы для ошибок диагностирования упрощаются: |
|
|
|
||||||
|
|
п |
п |
|
|
|
|
|
|
P i.* = |
п |
Pv~ П |
(Pv- a v>1); |
|
|
|
|
||
|
|
V = 1 |
V = |
1 |
|
|
|
|
|
P j . i — 2 |
( ^ v - a |
v,l + Pv,l)— П |
(Pv ~ |
a v,l)- |
|
|
|||
V = |
1 |
|
|
V = |
1 |
|
|
|
|
Апостериорные вероятности ошибок диагностирования вида (/, /) вы числяются по следующим формулам:
р Л |
P lJ |
р А |
___ |
Pi, |
|
|
ал |
______ i |
РА —- |
|
|||||
|
|
Г \ *>— |
|
|
|||
|
|
Ь2 |
|
Р1,*+ Р*.2 ’ *2,1 — |
р2,1 “Ь Р\,1 |
2 р и
<= 1 Вероятность правильного диагностирования
т |
|
т |
т |
о = 2 |
= |
2 |
2 |
|
i |
*= |
i / = i |
|
|
|
i + t |
В случае, когда проверяется только работоспособность ОД, |
D = 1 |
||||||||||
— Р1,2 — Рга- |
При определении Sp совокупностью п параметров |
|
|||||||||
|
|
|
D = 2 |
Р с, S |
(1 — «V.. — P v ..). |
|
|
||||
|
|
|
|
|
/ =1 |
v = 1 |
|
|
|
|
|
Для варианта, когда средства диагностирования в одном из трех со |
|||||||||||
стояний. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
о=РЧ |
П |
( i - « VlI- P v .i) + P 2 |
П |
PV+ P C3 П |
( 1 - P V). |
|||||
|
|
V — | |
|
|
|
|
v = 2 |
V - 2 |
|
|
|
При |
Р\ -- |
1 полная |
вероятность правильного диагностирования |
||||||||
|
|
|
|
0=- П ( I - « V. 1 - P v . i ) . |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
V = 1 |
|
|
|
|
|
|
Средняя оперативная |
продолжительность |
диагностирования |
|
||||||||
|
|
|
|
|
т |
|
т |
|
k |
|
|
|
|
|
ч |
= |
22 |
ч ро1 |
22 |
p°i |
2 |
|
|
|
|
|
|
|
/= I |
|
1 |
/= 1 |
|
|
|
где |
тi — средняя |
оперативная |
продолжительность |
диагностирования |
|||||||
объекта |
в состоянии /; xiti — оперативная продолжительность ОД в состоя |
||||||||||
нии i при условии, |
что средство диагностирования в состоянии |
/. В состав |
тi входят как продолжительность выполнения вспомогательных операций, так и основных операций диагностирования.
Расчетная формула для тд по статистическим данным имеет следующий
вид: |
|
.... - L |
у V т, DO |
а — дг |
2 л |
|
g= \ /=1 |
где xiig — средняя оперативная продолжительность диагностирования ОД в состоянии i при g-м испытании.
Средняя стоимость диагностирования
т |
т |
к |
|
с а - 2 C i р°, |
2 |
2 |
c/.iPf, |
f = l |
1=1 |
/= |
1 |
где Ct — средняя стоимость диагностирования объекта в состоянии /\ Средняя оперативная трудоемкость диагностирования
т |
|
т |
к |
|
|
~т S |
|
2 |
Р°1 2 |
1 |
|
i = l |
|
t = 1 |
/ = |
|
|
а по статистическим данным испытаний |
(или |
эксплуатации) |
|
||
|
^ |
т |
|
|
|
w ^ — У |
У |
|
|
|
|
Глубина поиска дефекта |
характеризуется |
коэффициентом |
п — Т7//?, |
||
где Z7 — число однозначно |
различимых |
состояний составных |
частей (бло |
ков, узлов, элементов) РЭС на принятом уровне деления, с точностью до кото рых определяется место дефекта; R — общее число составных частей РЭС на принятом уровне усиления, с точностью до которых требуется определить мес
то дефекта. Расчет /СГД1 обычно выполняют по ФДМ или по матрице состоя
ний.
Аналитический расчет показателей диагностирования позволяет опреде лить вероятности пребывания РЭС в соответствующих состояниях и вероят ности реализации принятых гипотез. Если принять, что W (Uv) и <p (Uv) рас
пределены по закону Гаусса, |
то искомые значения вероятностей P v, a v и |
||||
для расчета Р12 и Р2д следующие: |
|
||||
Pv — 2Ф0 |
(Uv) — для диагностического параметра с двусторонним до' |
||||
пуском; |
0,5 + |
Ф (Uv) — для |
ДП с односторонним |
допуском, |
|
Р = |
|||||
где |
|
I |
и |
|
функция Лапласа; |
Ф (U) = — ц |
f е tr^ d t — нормированная |
||||
|
|
У 2 л |
о |
|
|
—xv— y
2л J
_1_
Pv.l = —
2JT
4
/2 |
|
j |
e - ‘V2 d (+ |
j |
e - l,l 2 dt dy\ |
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
X-SJ—У |
|
|
|
|
Xyj—У |
|
|
|
-*V |
|
|
2V |
|
|
|
'Ъ |
1 |
to |
Г |
е - ‘г' 2 dt |
dy + |
|
—оо |
|
|
ч ) |
|
|
|
|
|
— *\>— У |
|
|
|
|
|
|
1 |
ч |
|
|
1 |
|
|
|
|
|
||
|
Хх— У |
|
|
|
|
|
4- 00 |
|
2V |
|
|
|
|
|
|
f |
е ~ ‘г' 2 dt |
dy |
|
|
|
|
t) |
|
|
|
|
|
|
Ху У |
|
|
|
|
_ |
|
*V |
|
|
|
|
где *v, zv — нормированные величины, которые определяются значением
допуска, средней квадратической погрешностью измерения ДП аи, средним значением ДП, средним квадратическим отклонением ДП ап.
Эти нормированные величины вычисляют по следующим формулам:
| Av | —xv =■■[ Av |/a n v (ДП с двусторонним допуском);
лу = | 6V— UQx, |/a n v (ДП с односторонним допуском 6v)f
где (JQX — среднее значение v-ro параметра;
z\ ==CTH,v/a n,v-
Графоаналитический метод расчета ошибок диагностирования реализу ется с использованием номограмм, приведенных на рис. 12.8, 12.9. Координа тами для построения номограмм являются a (0), б, d (a^), h (аи). Четыре пе
ременные в двухкоординатной сетке могут быть изображены путем нормирова ния двух переменных по третьей.
196
По оси ординат откладывается значение вероятности неверного заключе ния Рн.з = а + Р, по оси абсцисс — относительная параметрическая по грешность измерения т]и.
На рис. 12.8—12.10 использованы следующие обозначения: h апу Х
ап — среднее |
квадратическое |
отклонение ДП; |
d = an“l/37 <*и — средняя |
квадратическая |
погрешность |
измерительного |
прибора; W (U) ■— — — |
|
|
|
2h |
плотность распределения параметра; W (£) = \l2d — плотность распределе ния погрешности средств; ли — относительная параметрическая погрешность измерения.
Для симметричных законов распределения и условия |d| ^ |
26 = UB — |
— UH вероятность Р и.3 при односторонних допусках численно |
равна поло- |
Рис. 12.8. Номограмма функции Рн. з=а4-р = /‘(т]*, г\*, Лб ) при распределе нии значений ДП и погрешностей средств измерения по законам равной ве роятности
вине ранее вычисленной вероятности при двустороннем допуске: Р н.зн = 1/2Рн.з = Рн.зв. Отсюда следует, что и для этого случая расчеты можно проводить по приведенной номограмме, но вместо величины б необходимо
пользоваться величинами
бц — Uп— Uо, бв = (Ув—и 0.
Если U0 — U, то вместо б необходимо брать величины
Тм.н —в н и бв—YM.h , где ум.„=Т7— U0
Тогда нормированный допуск для нижней и верхней границ определяют по формулам:
Л и = ( б н— YM . H ) / * и ; Л * = ( б н — Y M . H ) М ;
d
— 13 Г
( б н — Y M . H )
Рис. 12.9. |
Номограмма |
расчета |
функции вероятности |
ошибки 1-го рода |
||
а = /(л». Л*. Лб ) ПР,! распределении значений ДП |
и погрешностей |
средств |
||||
измерения |
по закону Гаусса: |
|
|
|
|
|
решение примера |
с данными |
би=-5 мА. d = Зб£=2 |
мА, |
/нс/«О, б"7,5 |
мА. |
Рис. 12.10. Номограмма функции вероятности ошибки 2-го рода р=/(ц, ц* т|$) при распределении значений ДП и погрешности измерений по закону Гаусса:
-----------решение примера с данными рис. 12.9
Ограничения для данных соотношений следующие: > 77; (/„ < Z7
Разные законы распределения величин W (U) и W (£) приводят к раз личным видам номограмм зависимостей Рн 3 = / (6Н, 6В, rjIP ап, ои и т. д).
12.6. ПЕРИОДИЧНОСТЬ ДИАГНОСТИРОВАНИЯ РЭО
Расчет рациональной периодичности проведения работ по определению технического состояния РЭО — составная часть расчетов параметров техни ческой эксплуатации. Для повышения достоверности информации о техни ческом состоянии РЭС контроль состояния в идеале должен быть непрерыв ным. Однако учитывая, что режимы диагностирования и контроля ,в сложных системах требуют выведения РЭС из функционального использования, зна чительных затрат времени на диагностирование и контроль, определенной квалификации инженерно-технического персонала, с экономической точки зрения контроль следует проводить по возможности реже. Казалось бы, что при такой ситуации должен иметь место оптимум зависимости эффективности диагностирования от периодичности контроля Тк. На самом деле экстремаль ные значения в выражениях для Тк имеют место только в том случае, если результатом диагностирования является восстановление РЭУ, т. ек затра ченное на диагностику время тд входит составной частью во время выпблнения операции по изменению технического состояния путем регулировок иди про филактических замен.
Если вероятность безотказной работы РЭС подчиняется экспоненциаль ному закону, а время для проведения тиагностировання с восстановлением
Тд 4- тв = тк, то зависимость можно представить штриховой кривой на рис. 12.11, а при возникновении отказа — сплошной.
Средняя готовность изделия при периодическом ТО
|
Т* |
|
А ( Г „ ) = 4 - |
f exp { — X0t)d i = |
[1 —exp [—А.» (Тк—ткЦ. |
* К |
J |
'*0 * к |
|
0 |
|
При заданной готовности А (Тк) оптимальный период контроля Гк ор1
является корнем трансцендентного уравнения вида: |
|
Сг Тк -\- С-2ехр ( —Я0 Гк} = 1» |
|
где Cj = А (Тк Зад) |
XQ; С2 = ехр {Х0 тк) . |
Оптимальный период |
|
Тк opt = |
V 2тк То • |
В случае резервированного объекта с нагруженным резервом вероятность безотказной работы
R (t) —2 ехр { —Хо/}—ехр {—2Я© t ] .
Готовность резервируемого изделия РЭО
А |
1 |
ехр {—2Х0 (Тк —тк) ) — |
|
|
2Х0 Тк |
|
1 —ехр (Хртк} |
|
ехр {—Х0 Тк] • |
|
Тк |
Из этого уравнения определяют период контроля работоспособного со стояния дублированного объекта, чтобы обеспечить заданное значение сред ней готовности.
Методика решения задачи по определению оптимальной периодичности диагностирования позволяет проводить расчеты при следующих условиях:
1) объем ТО изделия РЭО определяется видом его технического состоя
ния;
2) изделие представляется в виде п конструктивно-сменных составных частей (блоков). При этом допускается рассмотрение его в виде одного блока л = 1. Для определения вида технического состояния проводится периоди