Главная страница
Навигация по странице:

  • Определительные испытания на надежность

  • Выбор и проверка гипотезы о законе распределения .Построенная на основании статистического ряда гистограмма

  • Метод однократной выборки.

  • Табл. № Объем выборки в зависимости от браковочной вероятности безотказной работы,приемочного числа С

  • =0.9 и n/N≤0.1 (закон распределения Пуассона)

  • Испытания на надежность. Испытания на надежность Значение и виды испытаний на надежность


    Скачать 287.95 Kb.
    НазваниеИспытания на надежность Значение и виды испытаний на надежность
    АнкорИспытания на надежность
    Дата18.10.2020
    Размер287.95 Kb.
    Формат файлаdocx
    Имя файлаraspisanie_19.10.docx
    ТипДокументы
    #143812

    Испытания на надежность

    Значение и виды испытаний на надежность

    Испытания на надежность – обязательный вид испытаний. Общая их цель – установить, какой надежностью обладают изделия в условиях, предписываемых методикой испытаний.

    Испытания на надежность проводятся как комплекс мероприятий по определению показателей надежности на этапах производства и проектирования, а также с целью контроля надежности разрабатываемых и выпускаемых РЭС (ЭВС).

    Объектом испытаний является партия изделий, из которой берется выборка (sample).

    С испытаниями на надежность связаны некоторые проблемы.

    Во-первых, эти испытания требуют больших затрат времени и средств; во-вторых, в процессе их проведения расходуется часть ресурса изделий; в третьих, есть проблема доверия результатам испытаний.

    Испытания (И) на надежность, в зависимости от цели проведения, подразделяют на определительные и контрольные.

    Определительные И на надежность проводятся для установления показателей надежности изделий. Эти показатели (прежде всего, среднее время наработки до отказа, вероятность безотказной работы за назначенное время, интенсивность отказов, средняя наработка на отказ) включают затем в нормативно-техническую документацию на изделие.

    Большое значение при проведении определительных И имеет верный выбор параметров, информирующих о состоянии изделия (работает или отказывает).

    Контрольные И на надежность проводятся для контроля соответствия или несоответствия партии изделий заданному уровню надежности. По результатам этих И объект испытаний (партию изделий) относят – с заданным риском - либо к категории годных либо негодных по уровню их надежности.

    Используют и специальные виды испытаний на надежность, такие как:

    испытания на срок службы;

    ускоренные испытания на срок службы;

    испытания на (не)разрушающие под влиянием определенных факторов.

    При ускоренных испытаниях все в принципе делается как и при неускоренных испытаниях, но при повышенных нагрузках (электрических, тепловых и др.)

    При испытаниях на разрушение нагрузку увеличивают до тех пор, пока это не вызовет отказ изделия.

    Испытания классифицируют и еще по ряду признаков:

    стадии создания или эксплуатации объектов;

    месту и условиям проведения (лабораторные, испытания в условиях эксплуатации…);

    по используемым методам и аппаратуре (моделирование, натурный эксперимент);

    по уровню объектов (комплектующих элементов, отдельных устройств, систем).

    Результаты определительных И представляются в виде:

    статистики отказов испытываемых объектов;

    множества значений выходных параметров объектов;

    характеристик наблюдаемых изменений физико-химических процессов в материалах объектов.

    Определительные испытания на надежность

    Данные испытания, цель которых – определение показателей надежности – могут проводиться по различным планам.

    План испытаний (И) включает:

    число (N) устанавливаемых на И объектов;

    указание на число заменяемых или воостанавливаемых объектов в процессе И (U – объекты не восстанавливаются и не заменяются; 

    R – заменяемых в случае отказа объектов; M – число восстанавливаемых объектов);

    число отказов r, до накоплении которых И продолжают;

    заданное время T проведения И;

    Так план [NUT] предписывает проведение И в течение времени Т N объектов без их замены / восстановления. План [NUr] отличается от предыдущего тем, что И проводят до накопления r отказов.

    Наиболее полную информацию дает план [NUN], в соответствии с которым N объектов (изделий) испытывают без их замены / восстановления до отказа каждого из них. Здесь раскрывается вся эмпирическая картина распределения отказов во времени. Задача нахождения показателей надежности наиболее точно и полно решается при знании закона распределения времени работы изделий до отказа.

    Предположим, что имеется множество результатов наблюдений над непрерывной случайной величиной (СВ), каковой при испытаниях на надежность является время отказа одного из множества изделий в испытываемой партии. Закон распределения этой СВ в первом приближении может быть установлен по статистическому ряду, построенному на основе собранного экспериментального материала.

    Выбор и проверка гипотезы о законе распределения .

    Построенная на основании статистического ряда гистограммадает возможность выдвинуть гипотезу о законе распределения и затем оценить степень согласованности теоретического и статистического распределений.

    Построение гистограммы

    1. По исправленным результатам испытаний, т.е. по реальным результатам (с вычетом систематической погрешности) строится вариационный ряд – упорядоченная выборка. Результаты в таком ряду располагают в порядке возрастания их числовых значений.

    Применительно к задаче обработки статистики времени безотказной работы объектов вариационный ряд выстраивается естественным образом – в порядке появления отказов.

    2. Этот ряд разбивается на некоторое число Nинтервалов группирования экспериментальных результатов, причем интервалов одинаковой ширины.h. ЧислоNдолжно быть оптимально в смысле достаточной выразительности и защищенности от незакономерных колебаний.





    При числе результатов измерений (числе отказов) n≈ 150  .

    3. Подсчитывают количество значений mрезультатов, приходящихся на каждыйk-тый интервал (разряд) т. е. определяют абсолютные частости .Далее удобно перейти к относительным частостям



    - число опытов

     - абсолютнаячастость

    4. Строится гистограмма. По оси результатов откладываются интервалы значений наблюдаемой СВ, по оси ординат – частости.

    На каждом основании шириной hстроится прямоугольник высотой







    Рис. 1

    Ординаты, пропорциональные частям, восстановленные в серединах столбцов перпендикулярно оси абсцисс, позволяют построить полигон (рис. 1). Сопоставление полученного на основе набранной статистики полигона с различными кривыми плотностей распределения позволяет выдвинуть гипотезу о законе распределения. Далее необходимо оценить, насколько с этой гипотезой согласуются экспериментальные данные.

    5. При числе наблюдений больше 50 для проверки правдоподобия выдвинутой гипотезы о законе распределения используется критерий Пирсона (наиболее применяемый критерий согласия).

    Для этого надо располагать статистическим рядом:



    Для гипотетического распределения находят теоретические вероятности:



    В качестве меры расхождения между теоретической вероятностью и найденной из опытов статистической вероятностью выбирается мера  2

    (1)

    Здесь  - коэффициент предложенный Пирсоном,N– число интервалов (разрядов).

    Введенная мера χ2 – СВ, имеющая распределение Пирсона с числом степеней свободыr = N – 1 – ν, гдеν – число параметров, однозначно определяющих данный закон распределения.

    Составлены таблицы значений χ2 для различных уровней значимостиq = 1 – Pдов, где Pдов – доверительная вероятность, с которой гипотеза о законе распределения принимается(табл – в прилож?). Если вычисленная по экспериментальным данным мера мераχ2 < (χ2)q то с вероятностьюq гипотеза о законе распределения принимается.

    В настоящее время для проверки гипотеы принята двусторонняя критическая область, то есть гипотеза принимается, если

    χ2r,(1-q/2) < χ< χ2r; q/2 (6.2)

    При знании закона распределения показатели надежности могут быть вычислены на основе достаточно ограниченного набора экспериментальных данных. Это иллюстрируется следующим примером.

    Пример. За время испытаний 100 изделий в течение tи = 200 ч зафиксированы отказы 2-х изделий. Определить среднее время Т1 наработки до отказа, если известно, что случайное время отказа изделия подчинено экспоненциальному закону.

    Вероятность отказа рассчитывается по формуле

     .

    Согласно результатам И статистическое значение Q равно 0,02.

    Таким образом,

    ;

    где t = tи = 200 ч.

    Получаем   ≈ 104 ч.

    Если в результате проведенных И получен ряд значений ti(случайных значений времени отказа), точечные оценки мат. ожидания и дисперсии среднего времени наработки до отказа Т1находятся по формулам:

    ; (3)

    ; (4)

    . (5)

    Любая точечная оценка, полученная на основании испытаний, обладает тем существенным недостатком, что она сама является случайной величиной. Поэтому для точечных оценок необходимо находить доверительные интервалы, в которые они попадают с доверительной вероятностью β.

    Показательным в этом плане является нахождение доверительного интервала для средней наработки на отказ.

    Рассмотрим простейший пуассоновский поток отказов РЭС (ЭВС). Вероятность появления k отказов за время tΣ в соответствии с законом Пуассона будет

    , (6)

    где λ = 1/To.

    Вероятность работы с числом отказов ≤ r рассчитывается, согласно (6) как

    . (7)

    Выражение (7) соответствует интегральной функции χ2-распределения случайной величины tΣ до появления r отказов. Собственно χ2-распределению с ν = 2r степенями свободы подчинена случайная величина  .При вводе этой новой переменной χ формула (6.7) переписывается в виде

    . (8)

    Дифференцирование этой функции по dχ2 дает функцию плотности распределения (рис. ). В качестве доверительного интервала при заданной доверительной вероятности β принимается двусторонняя критическая область

    χ2ν,(1-q/2) < χ< χ2ν; q/2 , (9)

    Тогда величина ТОнаходится в доверительном интервале

    . (10)

    Значения меры χ2 в завсисмости от уровня значимости q и числа степеней свободы ν даны в таблице №

    Табл. №

    q

    ν

    в зависим. от уровня значимостиqи числа степеней свободыν

    0,99

    0,98

    0,95

    0,9

    0,8

    0,7

    0,5

    0,3

    0,2

    0,1

    0,05

    0,02

    2

    0,02

    0,04

    0,1

    0,21

    0,45

    0,713

    1,39

    2,41

    3,22

    4,61

    5,99

    7,82

    4

    0,3

    0,43

    0,71

    1,06

    1,65

    2,20

    3,36

    4,88

    5,99

    7,78

    9,49

    11,6

    6

    0,87

    1,134

    1,63

    2,20

    3,07

    3,83

    5,35

    7,23

    8,56

    10,65

    12,59

    15,03

    8

    1,65

    2,03

    2,73

    3,49

    4,59

    5,53

    7,34

    9,52

    11,03

    13,36

    15,51

    18,17

    10

    2,56

    3,06

    3,94

    4,87

    6,18

    7,27

    9,34

    11,78

    13,44

    15,99

    18,31

    21,16

    12

    3,57

    4,18

    5,23

    6,30

    7,81

    9,03

    11,34

    14,01

    15,81

    18,55

    21,03

    24,05

    14

    4,66

    5,37

    6,57

    7,79

    9,47

    10,82

    13,34

    16,22

    18,15

    21,06

    23,69

    26,87

    16

    5,81

    6,61

    7,96

    9,31

    11,15

    12,62

    15,34

    18,42

    20,46

    23,54

    26,3

    29,63

    18

    7,02

    7,91

    9,39

    10,86

    12,86

    14,44

    17,34

    20,6

    22,8

    26,0

    28,9

    32,3

    20

    8,26

    9,24

    10,85

    12,44

    14,58

    16,27

    19,34

    22,8

    25,04

    28,41

    31,41

    35,02

    22

    9,54

    10,06

    12,34

    14,04

    16,31

    18,10

    21,30

    24,9

    27,30

    31,8

    33,9

    37,7

    24

    10,86

    11,99

    13,85

    15,66

    18,06

    19,94

    23,3

    27,1

    29,6

    33,2

    36,4

    40,3

    26

    12,20

    13,41

    15,38

    17,29

    19,82

    21,8

    25,3

    29,2

    31,8

    35,6

    38,9

    42,9

    28

    13,56

    14,85

    16,93

    18,94

    21,6

    23,6

    27,3

    31,4

    34,0

    37,9

    41,3

    45,4

    30

    14,95

    16,31

    18,46

    20,60

    23,36

    25,5

    29,3

    33,5

    36,25

    40,26

    43,77

    47,96

    Пример. Пусть за суммарное времяtΣ= 5000 ч испытаний однотипных РЭС произошлоr = 14 отказов. Оценить с доверительной вероятностьюβ= 0,9 граничные значения среденей наработки на отказ.

    Среднее время наработки на один отказ равно

    . (11)

    Величина TO случайная. Поэтому необходимо определить доверительный интервал, в котором величинвТО находится с доверительной вероятностью β.

    Согласно исходным данным 2tΣ= 10000 ч,ν = 2r= 28,q/2 = (1-β)/2 = 0,05.

    По табл.№находим = 16,93;  = 41,3.

    Таким образом, согласно (6.10), величина ТОнаходится в пределах

    242 ч < ТО < 590 ч.

    Контрольные испытания на надежность

    Задача контрольных испытаний: установить соответствие (или несоответствие) надежности партии изделий заданному уровню по результатам испытаний выборки.

    При планировании этих испытаний задают:

    время испытаний tи;

    объем выборки n;

    приемочное число С (максимальное допустимое число отказавших за время испытаний изделий, при котором партия принимается);

    риск заказчика β и (в общем случае) риск изготовителя α.

    Контрольные испытания проводят одним из следующих методов:

    однократной выборки;

    последовательных испытаний (что является развитием метода однократной выборки);

    двукратной выборки.

    Каждый из этих методов, являясь по сути выборочным, позволяет судить о характеристике всей генеральной совокупности N изделий на основании испытаний извлеченной путем случайного отбора из этой совокупности выборки объемом n < N.

    Эта особенность контрольных испытаний предопределяетследующиериски: 1) забраковать по результатам испытаний годную партию с вероятностью α (риск изготовителя-поставщика); 2) принять с вероятностью β (риск заказчика) партию изделий, не отвечающих по по уровню надежности заданным требованиям.



    Рис.2 Зависимость вероятности приемки партии p по результатам выборочного контроля от числа дефектных изделий в партии

    Предположим, что в партии объемом N изделий D из них не выдержат испытаний в течение заданного времени tи и откажут. При уровне дефектности Q = D/N вероятность p приемки партии по выборке будет зависеть от установленных значений приемочного и браковочного уровней дефектности (соответственно Q/ и Q//).

    Если задана вероятность P(t) безотказной работы за tи, соответствующий ей уровень дефектности определяется как

    Q = 1 – P(t). (6.12)

    При контроле по браковочному (гарантированному) уровню дефектности Q// (с соответствующей браковочной вероятностью P2 = 1 - Q//) заказчику с вероятностью β гарантируется надежность изделий не ниже P2 . Приемочный уровень дефектности Q= 1 – P1оставляет вероятность α браковки партии по результатам испытаний выборки.

    При планировании контрольных испытаний учитывают либо только интересы заказчика (планирование по браковочному уровню дефектности) либо интересы и заказчика и поставщика (планирование по браковочному и приемочному уровням дефектности).

    Рассмотрим более подробно планирование контрольных испытаний.

    Метод однократной выборки.

    Сначала рассмотрим планирование по браковочному (гарантированному) значению вероятности безотказной работы.

    Этот метод применим как при известном, так и при неизвестном законе распределения контролируемого показателя надежности.

    При рассматриваемом методе испытаний партия принимается как соответствующая заданному уровню надежности, если в выборке объемом n из этой партии дефектных изделий окажется d ≤ C, где С – приемочное число.

    Для выборки n < 0,1 N и высокой вероятности безотказной работы изделий Р(tисп) ≥ 0,9 случайное число отказавших изделий рассчитывается на основании закона Пуассона (закона редких явлений):

    , (6.13)

    где а = (D / N) · n.



    Рис 3. Оперативные характеристики для нескольких значений С при постоянном n

    На рис. 3 приведены оперативные характеристики pоп (Q) = p(d ≤ C).

    Как видно из графиков, чем больше приемочное число С, тем круче характеристика pоп (Q), то есть меньше различие между браковочным и приемочным уровнями показателя надежности, и, наоборот, чем меньше С, тем рассматриваемая кривая положе.

    Чрезвычайно важно следующее: чем выше надежность, то есть чем меньше Q, тем больший объем выборки требуется для подтверждения этого уровня надежности. Так, согласно таблице , при С = 2 и риске заказчика β =0,1 для подтверждения уровня надежности, соответствующего вероятности безотказной работы Р2 = 0,9, требуется выборка объемом n = 52. Если же необходимо подтвербить вероятность безотказной работы Р2 = 0,999, то необходимо – при тех же прочих условиях (β = 0,1; С = 2) – поставить на испытания выборку объемом n = 5320 изделий.

    Табл. №

    Объем выборки в зависимости от браковочной вероятности безотказной работы,

    приемочного числа С и риска β заказчика при Р=0.9 и n/N≤0.1 (закон распределения Пуассона)

    с




    0,999

    0,99

    0,98

    0,96

    0,95

    0,94

    0,93

    0,92

    0,91

    0,90

    0,85

    0,80

    0,75

    0,70

    0

    2301

    229

    114

    56

    45

    37

    32

    28

    24

    22

    14

    10

    8

    7

    1

    3888

    388

    93

    96

    76

    63

    54

    47

    42

    37

    24

    18

    14

    11

    2

    5320

    532

    264

    132

    105

    87

    74

    65

    57

    52

    34

    25

    20

    16

    3

    6679

    668

    333

    165

    132

    103

    94

    82

    72

    65

    43

    32

    25

    20

    4

    7991

    798

    398

    198

    158

    131

    112

    98

    87

    78

    52

    38

    30

    25

    5

    9981

    97

    462

    231

    082

    153

    130

    114

    101

    91

    60

    44

    35

    29

    6

    10530

    1050

    527

    261

    203

    174

    148

    129

    115

    103

    68

    50

    40

    33

    7

    1168

    1175

    588

    293

    234

    194

    166

    143

    129

    116

    76

    56

    45

    37

    8

    12992

    1296

    648

    323

    258

    215

    183

    160

    142

    128

    84

    62

    49

    41

    9

    14203

    1418

    709

    353

    281

    236

    200

    175

    156

    139

    92

    68

    54

    45

    10

    15403

    1537

    770

    383

    306

    255

    218

    190

    168

    152

    100

    74

    59

    48

    11

    16595

    11657

    829

    413

    330

    275

    236

    206

    182

    163

    108

    80

    64

    53

    12

    17778

    1775

    888

    412

    353

    294

    252

    219

    195

    175

    116

    88

    68

    56

    13

    18955

    1893

    945

    472

    377

    313

    268

    235

    209

    187

    124

    92

    73

    60

    14

    20125

    2009

    1003

    500

    400

    333

    285

    250

    220

    198

    131

    98

    77

    64

    15

    2189

    2136

    1062

    533

    421

    353

    301

    264

    235

    211

    139

    104

    82

    68

    16

    22448

    2241

    1119

    560

    446

    372

    318

    278

    247

    221

    147

    109

    86

    72

    17

    23602

    2357

    1177

    580

    470

    391

    335

    293

    259

    234

    155

    115

    91

    75

    18

    24753

    2472

    1234

    619

    492

    410

    350

    307

    273

    245

    162

    121

    90

    79

    Браковочная вероятность Р2 соответствует некоторому гарантированному времени безотказной работы испытываемых изделий. Если закон распределения вероятности безотказной работы – экспоненциальный, то

    P2 (tг) = e xp(- λ · t г). (14)

    Время tг может быть очень велико. Для того, чтобы время испытаний было реальным (tи << tг), необходимо от вероятности Р2 перейти к вероятности

    . (15)

    Так как при реальных значениях параметров, входящих в формулу (6.15), правомерно приближение  , позволяющая записать

    . (16)

    Пример. Составить план контроля надежности Р2= 0,95 на tг = 1000 ч

    при β = 0,1; tи = 200 ч; С = 1.

    Времени tг = 1000 ч согласно табл. соответствует объем выборки n = 76.

    По формуле (16) определяем  . Этому уровню надежности соответствует n = 388.

    Объем выборки можно уменьшить, если сузить поля допусков размеров критериальных параметров испытываемых объектов; нахождение этих параметров в заданных границах соответствует работоспособному состоянию изделия. Ужесточение допусков указанных размеров означает и ужесточение условий испытаний, вследствие чего увеличится доля изделий, у которых размеры характеризующих работоспособность параметров выйдут за допустимые пределы. Тем самым снизится показатель надежности (например, от 0,99 до 0,90) и – при прежних прочих условиях – уменьшится объем выборки. Ужесточающими (ускоряющими) факторами могут быть температура, электрическая нагрузка, вибрация и др.

    Здесь необходимо не только правильно выбрать критериальный параметр, значение которого связано с показателем надежности, но, главное, установить эту связь (зависимость от значений данного параметра значений показателя надежности). Последнее утверждение, по сути, выражает проблему ускоренных испытаний.

    Для того, чтобы извлечь полезную и адекватную информацию из результатов ускоренных испытаний, надо получить зависимость показателя надежности от изменения ускоряющего фактора. Предположим, что на основе собранных экспериментальных данных построен график, позволяющий «отобразить» множество значений интенсивностей λуj отказов в форсированных режимах на множество значений λнj (рис.4).

    Приведенный график позволяет ввести коэффициент ускорения

    , (17)

    где tн,у – время испытаний в нормальном и форсированном режимах соответственно.



    Рис. 4

    Значение коэффициента ускорения может быть найдено по результатам статистической обработки экспериментальных данных.

    Рассмотренный выше план контороля отражал только интересы заказчика (ведь учитывался только риск β приемки партии с недостаточно высоким уровнем надежности).

    Для отражения интересоа как заказчика, так и изготовителя задаются не только риском β (с соответствующим браковочным значением Р2 выроятности безотказной работы), но и риском α изготовителя и соответствующим ему приемочным значением Р1 ВБР.

    Вероятности β и α связаны с объемом выборки n, допустимыми уровнями дефектности и приемочным числом С формулами, полученными при использовании биноминального закона распределения:

    ; (18)

    ; (19)

    где d – число отказавших изделий в выборке объемом n (d меняется от нуля до С).

    Решая уравнения (18) и (19) относительно n и затем приравнивая первые части полученных выражений, находят зависимость приемочного числа С от заданных значений P1, P2,и. На основании этой зависимости можно построить таблицу, используемую при формировании плана контроля.

    В этой таблице #даются значения коэффициента А, вычисляемого по формуле

    . (20)

    Последовательность формирования плана контроля рассмотрим на примере.

    Дано : P1= 0,98 (при= 0,1) и P2= 0,9 (при= 0,1) на 500 часов испытания выборки из принимаемой партии изделий. Требуется рассчитать план контроля надежности.

    Порядок расчета:

    1. Рассчитаем коэффициент

    А = ((1 – P2)(1+P1))/((1 – P1)(1+P2)) = 4,69

    2. По найденному значению А и заданным значениям ис помощью таблиц определяем приемочное число С. Из соответствующих таблиц видно, что А лежит между числами 4,82 и 3,82. Если выбрать С = 2 (А = 4,82), то при заданных значениях,и P2 это приемочное число соответствует значению Р1, большему заданного. Если же выбрать С = 3 (А = 3,82), то приемочное число соответствует значению Р1, меньшему заданного.

    Учитывая, что значение А = 4,69 расположено ближе к табличному значению А = 4,82, чем к А = 3,82, выбираем С = 2. Для изготовителя это означает некоторое ужесточение плана контроля, так как должно быть обеспечено более высокое приемочное значение Р1 чем заданное.

    3. По найденному значению С = 2 и заданным значениям Р2 = 0,9 и = 0,1 с помощью соответствующей таблицы определяем объем выборки n = 52 изделия.

    4. Составляем план контроля для известного закона распределения контролируемого показателя надежности нет необходимости проводить испытание выборки в течение всего гарантированного времени. Предельную продолжительность испытания выбирают в зависимости от производственных и технико-экономических факторов (времени, которое может быть отведено на испытание, наличия необходимого качества образцов изделий и технических средств для проведения испытания).

    Таблица #

    При экспоненциальном законе распределения вероятности безотказной работы, который часто встречается на практике, браковочные значения вероятности, заданной на время tг, определяются по формуле (14)

    P2(tг) = e-λtг.

    Для времени испытания tивероятность безотказной работы

    P2'(tи) = e-λtи

    Прологарифмировав обе части уравнения (6.15) разделив второе на первое получим

    ln P2'(tи)/ ln P2(tг) = tи/tг

    или

    ln P2'(tи) = tи/tгln P2(tг) (21)

    Задаваясь различными значениями времени tииспытания при заданных значениях Р2и tг, по формуле (21) можно рассчитать соответствующие значения Р2' за это время. Зная Р2' и задаваясь значениямии С, нетрудно вычислить или определить из соответствующих таблиц необходимый объем выборки. Затем можно записать план контроля; n, tи, С.

    При d ≤ C партия изделий из которой взята выборка принимается; при d С партия бракуется.

    При планировании испытаний с учетом интересов не только заказчика, но и изготовителя для экспоненциального закона распределения вероятности безотказной работы план контроля по форме ничем не отличается от плана, рассмотренного ранее. Неизвестное значение Р1не представляет труда рассчитать по формуле (2.4), заменив Р2на Р1и Р2' на Р1' или определив их из соответствующих таблиц.


    написать администратору сайта