Вагоны и вагонное хозяйство. Надёжность подвижного состава. Статистическое толкование показателей надёжности. (Тема 4)

1. НАДЁЖНОСТЬ ПОДВИЖНОГО СОСТАВА

1
НАДЁЖНОСТЬ
ПОДВИЖНОГО СОСТАВА
Автор:
кандидат технических наук, доцент
кафедры «Вагоны и вагонное хозяйство»
Александр Анатольевич Иванов
МОСКВА-2017

2.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
ТЕМА 4
СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ
ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
2
4.1. ИСПЫТАНИЯ НА НАДЁЖНОСТЬ. ВИДЫ ИСПЫТАНИЙ
4.2. ПЛАНЫ ИСПЫТАНИЙ НА НАДЁЖНОСТЬ
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

3.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
4.9. ИНТЕРВАЛЬНЫЕ ОЦЕНКИ ПАРАМЕТРОВ
ЗАКОНА РАСПРЕДЕЛЕНИЯ
Точечные оценки параметров закона распределения
эффективны, только когда в выборке большое количество
наработок до отказов. Для высоконадёжных деталей
эффективность точечных оценок резко падает.
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.
Р y1 Qi y 2 1 a
причём интервал указывают для каждого из параметров Qi.
3

4.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
4
Отрезок [y1;y2] называют доверительным интервалом для параметра Qi.
В зависимости от результатов опытов точечная оценка параметра может
принять любое значение в этом интервале с вероятностью 1-a.
y1 – нижняя доверительная граница интервала
y2 – верхняя доверительная граница интервала
a – уровень значимости ошибки. Это вероятность ошибки,
которой допустимо пренебречь в рамках решения конкретной
задачи (0,05-0,1)
Рассмотрим пример получения доверительного интервала.
Пусть t1, t2, t3,…, tn – полная выборка.
Пусть выборка подчиняется нормальному закону распределения:
(t a) 2
,
f (t )
ЕХР
2
2
2
1
а и 2 – параметры закона распределения
(математическое ожидание и дисперсия наработки до отказа)

5.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Рассмотрим одну из задач: определим доверительный
интервал для параметра а, при условии, что 2 известен
Поскольку каждый элемент выборки – можно трактовать
как случайную величину, которая подчиняется нормальному
закону распределения, то статистическое среднее значение
наработки до отказа для полной выборки:
1 n
t ti ,
n i 1
также является случайной величиной с нормальным законом
распределения. Тогда случайная величина:
t a
n,
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
5

6.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Зададим доверительную вероятность a, а по таблицам
нормального распределения найдём величину (ta) квантиля
нормального закона распределения уровня a.
Это равносильно записи:
т.е.
Р ta 1 a ,
t a
Р
n ta 1 a .
Разрешим неравенство, заключённое в скобках, получим:
ta
ta
Р t
а t
1 a.
n
n
Тогда неизвестный параметр а расположен в интервале :
ta
ta
t
;t
n
n
с вероятностью, равной 1–a.
Например, при a 0,001 по таблицам нормального распределения ta=3.
6

7.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
4.10. ЭМПИРИЧЕСКИЕ ФУНКЦИИ
РАСПРЕДЕЛЕНИЯ
С любой упорядоченной по возрастанию выборкой можно
связать статистический аналог функции распределения,
который называют эмпирической (выборочной) функцией
распределения.
Для полной выборки значения эмпирической функции
распределения можно получить:
n
h(t i )
Fˆn t i 1
где
n
п – количество наработок до отказов;
h(t– i) – единичная функция Хевисайда;
i – наработка до i-го отказа.
7

8.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Единичная функция Хевисайда имеет вид:
1, при t i ;
h t i
0, при t i .
Рассмотрим пример:
Пусть получена полная выборка, состоящая из 10
элементов: 1=7, 2=12, 3=12, 4=15, 5=17, 6=20,
7=21, 8=26, 9=32, 10=37 (i=1,10)
Получим значения эмпирической функции
распределения, используя табличную форму.
9

9.

9
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
t
t
i=1 i=2
i=3
h(t- i)
i=4 i=5 i=6 i=7 i=8 i=9 i=10 Sh F(t)
1=7 2=12 3=12,1 4=15 5=17 6=20 7=21 8=26 9=32 10=37
0
0
…
…
t= 1-dt 6,999
t= 1
7
t= 1+dt 7,001
…
…
t= 2-dt 11,999
t= 2
12
t= 2+dt
t= 3-dt
t= 3
t= 3+dt
…
t= 10+dt
12,001
12,099
12,1
12,101
…
37,001
0
0
… …
0
0
0
0
1
0
… …
1
0
1
0
1
1
1
1
1
1
1
1
… …
1
1
0
…
0
0
0
…
0
0
0
0
0
1
…
1
0
…
0
0
0
…
0
0
0
0
0
0
…
1
0
…
0
0
0
…
0
0
0
0
0
0
…
1
0
…
0
0
0
…
0
0
0
0
0
0
…
1
0
0
0
… … …
0
0
0
0
0
0
0
0
0
… … …
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
… … …
1
1
1
0
…
0
0
0
…
0
0
0
0
0
0
…
0
0
1
…
1
1
2
2
2
0
…
1
3 0,30
… …
10 1,00
0,00
…
0,00
0,00
0,10
…
0,10
0,10
0,20
0,20
0,20

10.

10
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
1
0,9
F(t)
0,8
0,7
0,6
0,5
0,4
0,3
0,2
0,1
t
0
0 2
4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38
Эмпирическая функция распределения для полной выборки

11.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
ЗАМЕЧАНИЕ:
Аналогичным образом можно выполнить построение
для однократно усечённой выборки, только в знаменателе
вместо n необходимо поставить N – объём выборки.
n
h(t i )
Fˆn t i 1
N
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.
11

12.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Пусть имеем неполную выборку:
наработки до отказов: 15, 19, 25,
безотказные наработки: 14, 19, 22, 27
Вариационный ряд
l
1
2
3
4
5
6
7
i
i
1
2
15
19
3
j
1
tj
14
l – порядковый номер
наработки в вариационном
ряду
В каждой строчке –
содержится только одна
наработка
2
3
19
22
4
27
25
Если в выборке есть
безотказная наработка,
равная наработке до
отказа, то в вариационном
ряду сначала ставят
наработку до отказа
12

13.

13
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
ФОРМУЛА Фисшбейна:
FФ(t) =
i
v+1–j*
i – порядковый номер наработки до
отказа
v – количество элементов в выборке
j* – порядковый номер безотказной
наработки, ближайшей в
вариационном ряду к i сверху
ФОРМУЛА Джонсона:
FД(t) =
ri
v+1
где ri – вспомогательный коэффициент
v+1–ri-1
ri =ri-1+
v+2–l
ri=0
l – порядковый номер i-й наработки до
отказа в вариационном ряду

14.

14
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Результаты расчёта
0,7
F(t)
0,6
0,5
0,4
0,3
i
FФ (t)
FД (t)
15
0,143
0,143
19
0,286
0,286
25
0,600
0,524
0,2
FФ
FД
0,1
t
0
0
2
4
6
8
10 12 14 16 18 20 22 24 26 28

15.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Как видно, Эмпирические функции распределения:
– кусочно-постоянные функции (между моментами
отказов не меняют своего значения);
– существуют только в пределах эксперимента,
прогнозировать с их помощью показатели
надёжности не представляется возможным.
15

16.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
16
4.11. ПРОВЕРКА КАЧЕСТВА ОЦЕНОК.
КРИТЕРИЙ КОЛМОГОРОВА
С помощью эмпирической функции распределения
невозможно определить, какой закон распределения
в наибольшей степени соответствует выборке.
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:
Д n sup Fˆn (t ) F (t ) .
t

17.

17
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Статистика Дn – это случайная величина, функция
распределения которой имеет следующее свойство:
при п →∞ для любой непрерывной функции F(t) имеет
место предельное соотношение:
lim n Д n t (t )
n
( 1)
m
e
2m 2t 2
, (t 0)
m
на основе которого строится критерий Колмогорова. Здесь
K(t) – функция распределения Колмогорова (табулирована)
Практическое применение критерия согласия:
Если объём выборки п достаточно большой, то
находится максимальная разность Дп, затем по таблице
распределения Колмогорова находят квантиль ta из
(ta ) 1 a
условия:

18.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Практическое применение критерия согласия:
Если для данной выборки окажется, что Д п п ta ,
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
Д п п ta ,
то эмпирическую и теоретическую функции
распределения считают согласованными, т.е.
стоит принять гипотезу о близости
теоретического и эмпирического распределений.
18

19.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
19
Критерий Пирсона (критерий c2 или «хи»-квадрат)
Часто в качестве критерия согласия используют критерий
«хи»-квадрат.
Используется также мера расхождения в виде следующего
статистического ряда:
c п2
r
k 1
k n pk 2 .
n pk

20.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
c п2
1.
2.
3.
4.
r
k 1
k n pk 2 .
20
n pk
Формулируют гипотезу, что выборке соответствует
теоретическая функция распределения F(t).
Выбирают точки zi: 0<z1<z2<…<zr.
Выбор осуществляют таким 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).
k – число тех элементов ti, которые попадают в
соответствующий интервал: zk–1<ti≤ zk
Формируют статистику cп2

21.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
c п2
r
k 1
k n pk 2 .
n pk
Распределение cп2 при п→∞ сходится 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).
[ c 2 ](r 1) 0, ta 1 a
Гипотеза о близости принимается, если cп2 ≤ [c2](r-1) и
наоборот.
21

22.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
ДАНО: Полная выборка
Теоретическая кривая – экспоненциальное распределение с
параметром a=0,404 мес.-1
Объём полной выборки равен п=162.
Максимальное значение наработки до отказа 6 мес.
Рассмотрим 6 равных по величине интервалов:
№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.
22

23.

23
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Пусть в каждый интервал попадает следующее количество
наработок:
zk-1-zk
k
0-1
56
1-2
39
2-3
28
3-4
19
4-5
13
5-6
7
Теоретическая вероятность попадания наработки в интервал
tk-1-tk : pk=е–atk – е–atk–1
tk-1-tk
pk
п∙pk
k n pk 2
n pk
0-1 1-2 2-3 3-4 4-5 5-6
0,332 0,222 0,148 0,099 0,066 0,044
162∙ 0,332=
35,95 24 16,02 10,7 7,143
=53,84
0,087 0,259 0,667 0,553 0,495 0,003

24.

24
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
cп2 =2,064
Для получения [c2](r-1) используем возможности 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)
r–1
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
[c2](r-1) 1,15 1,64 2,17 2,73 3,33 3,94 4,57 5,23 5,89 6,57 7,26 7,96
Вывод: гипотезу о близости двух функций следует
отбросить с вероятностью ошибки не большей 0,05

25.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
25
4.12. КОНТРОЛЬНЫЕ ИСПЫТАНИЯ
НА НАДЁЖНОСТЬ
ЗАМЕЧАНИЕ:
РАНЕЕ РАССМОТРНЕНЫ ОПРЕДЕЛИТЕЛЬНЫЕ ИСПЫТАНИЯ НА НАДЁЖНОСТЬ,
В КОТОРЫХ ИСПОЛЬЗОВАНЫ ДАННЫЕ ЭКСПЛУАТАЦИОННЫХ НАБЛЮДЕНИЙ
ДЛЯ ОЦЕНКИ 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.

26.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
На основе результатов испытаний принимают 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.
26

27.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Исходные данные для контрольных испытаний.
Изготовитель 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 )
27

28.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
28
Различают три вида контрольных испытаний.
1. Одноступенчатые (ограниченные продолжительностью
или числом отказов)
r
1
2
t/Тa
r
– число учитываемых отказов;
t/Тa – суммарная учитываемая наработка.
1 – граница браковки;
2 – граница приёмки.

29.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
2. Последовательные усечённые испытания
r
1
2
t/Тa
3. Комбинированные испытания
r
1
2
t/Тa
29

30.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Для одноступенчатого контроля обосновывают:
- время испытаний tи,
- объём выборки n,
30
- приёмочное число C – это максимально возможное
число отказавших за время испытания изделий, при
котором партия изделий считается годной
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.

31.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
31
При последовательных испытаниях общее число
испытываемых изделий заранее не задают, 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.
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.

32.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
32
Порядок поведения испытаний.
r
C
r0
r2
1
4
5
1 – экспериментальная кривая
2 – соответствует приёмке
3 – соответствует приёмке
4 – браковка
5 – браковка
3
2
r1
n
n1 n2 n3
n0
N
n – суммарное 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.

33.

33
Можно заранее построить график приёмочного контроля,
который содержит три области: браковки, приёмки и
продолжения испытаний.
ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
10
9
ОБЛАСТЬ
БРАКОВКИ
8
Число отказов
7
6
5
4
3
ОБЛАСТЬ
ПРИЁМКИ
2
1
0
0
2
4
6Время
8
10
12
14
испытаний
16
18
20

34.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Линия несоответствия рассчитывается:
r = an+r0.
Линия соответствия (приемки) рассчитывается:
r = a(n-n0).
При этом:
a
ln( Pa / Pb )
ln D ln( Pa / Pb )
ln(( 1 a ) / b )
n0
ln( Pa / Pb )
ln(( 1 b ) / a )
r0
ln D ln( Pa / Pb )
D
(1 Pb )
(1 Pa )
34

35.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
Можно принять решение о соответствии или
несоответствии показателей качества и без
построения графиков – аналитически.
35

36.

ТЕМА 4 СТАТИСТИЧЕСКОЕ ТОЛКОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЁЖНОСТИ
ХХ
В процессе последовательных испытаний определяют
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.
b0
Р1,п
Если
, то принимают нулевую гипотезу
≤
–
Р0,п
1 a0
Р1,п
1 – b0
Если
, то принимают – альтернативную
Р0,п ≥ a0
b0
Р1,п
1 – b0 , испытания продолжают
Если
1 – a0 < Р0,п < a0