По формуле (К.2) определяется значение X
2 г/??/
~ -811.
6 71=1 CL tі
2
Значение квантили распределениях при доверительной вероятности /> = 0,9 и количестве степеней свободы Z1 =9-1=8 определяется по таблице М.1 приложения М. ~ 13,4.
‘ 2 №
Таким образом, Л > л нулевая гипотеза отвергается и в уровнях
надежности рассматриваемых систем имеется существенное различие.
Для выявления возможных однородных подгрупп необходимо построить доверительные интервалы оценок показателя. Значения доверительных границ, определенных с двухсторонней доверительной вероятностью ^,=0,9, приведены в таблице К.2.
і
I
— И— ■■ II ■■■ I ■ IK II »1 ■ _ > , , , ,,т, «■ ■■ ,
Доверительные ^границы вычисляются по формулам, приведенным в 5,2.2 с учетом того, что ~ ~ (в данном примере ±=0,95),
Табл иц а К.2
Номер фун кпиональной системы |
Оценка л показателя Т |
Верхняя дове рительная граница Т |
Нижняя дове рительная граница Т |
1 |
130 |
160 |
105 |
2 |
430 |
6 30 |
310 |
3 |
600 |
970 |
390 |
4 |
35 |
40 |
33 |
5 |
200 |
262 |
156 |
6 |
150 |
190 |
120 |
7 |
360 |
520 |
258 |
8 |
390 |
570 |
276 |
9 |
60 |
1 70 |
53 |
По данным таблицы К.2 для наглядности строится график соотношений доверительных интервалов, приведенный на рисунке К.1.
Как видно из графика, интервалы 4-й и 9-Й функциональных систем с другими интервалам не перекрываются, следовательно, оденки показателей этих систем с другими неоднородны и образуют соответственно отдельные группы 1 и II.
Кроме этого, существуют еще три подгруппы опенок, которые могут быть
однородны, поскольку их доверительные интервалы перекрываются;
III подгруппа - 2, 3, 7, 8-я системы,
ХУ подгруппа - 5, 7-я системы,
- У подгруппа - 1, 5, 6—я системы.
Проводится проверка на однородность этих подгрупп по формуле (К.2).ПІ
подгруппа:
У2 О *7 л
А ,9 _ 4=2,74, а квантиль Л
2 ' ’ ’ Г
(2, 3, 7, 8)
= 6,24. Поскольку
эта
подгруппа однородна и среднее значение опенки
показателя составит 7~,
ь і О f
ХУ подгруппа:
36 000
7, 8) 83
= 434 ч.
Для этой группы значение
2
*(5, 7) = 5'71’
тельно,нулевая гипотеза отвергается и оценки У подгруппа:
V квантиль Л = 2,7, следова- признаются неоднородными.
2 (%] 2
X, „с::5,4 3, квантиль X оо = 4,61. Поскольку X, , _
А 1, 5, 6/ (1, 5, 61
> Xр~пд » эта подгруппа неоднородна.
Инв. № дубликата |
|
|||||||||||
Инв. Nt подлинника |
1391 |
|||||||||||
№ изм. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Nt изв. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Г "П
О 100 200 300 400 500 600 700 800 900 JOOO Г, ч
Рисунок К.1
ОСТ 1 00497-97 стР. зг
Оценки этой группы надлежит проверить попарно на однородность. В резуль
тате проверки получены следующие данные: 2
*(1, 5Ґ5'43> 2'71'
Xf, =0,77 < 2,71,
2
Х(5. б) = 2’14 < 2’71-
н
r(l, 6)=13а ”•
5-й систем неоднородны, а оценка 2
систем. Поскольку g) = 0,77<
однородными оценки 1 и 6-й функцио
Таким образом, опенки показателей 1 и 6-й системы однородна с оценками 1 и 5-й £
< X$)=2,14, предпочтительно считать
На основе проведенного анализа оценки показателей функциональных систем составляют пять групп, которые могут быть ранжированы, т.е. распределены в порядке возрастания численных значений, следующим образом:
4-я функциональная система - Т = 35 ч,
9-я функциональная система - Т =60 ч,
1, 6-я функциональные системы - ~Г =138 ч,
5-я функциональная система - Т = 200 ч,
2, 3, 7, 8-я функциональные системы - Т =434 ч
.
Инв № дубликата N° изм
Имв. N» подлинника 1391 изв
Иив. № дубликата N? изм
Ике. N* подлинника 1391 N; изв
ПРИЛОЖЕНИЕ Л
(рекомендуемое)
'АНАЛИЗ ДИНАМИКИ НАДЕЖНОСТИ ЛА ВОЕННОГО НАЗНАЧЕНИЯ
НА ОСНОВЕ ОЦЕНОК ПОКАЗАТЕЛЕЙ НАДЕЖНОСТИ
ПО ВСЕМУ КОМПЛЕКСУ ПОЛЕТОВ
Л.1 Оценки показателей надежности ЛА по информации о полетах по курсу боевой подготовки в значительной степени зависят от соотношения налета на боевое применение и налета без использования систем вооружения. Вследствие этого различие в оценках показателей в сопоставляемых расчетных периодах может быть вызвано изменением режимов применения, а не надежности как свойства изделия,
Л.2 Порядок проведения анализа динамики надежности ЛА
Л.2.1 Проводится проверка нулевой гипотезы относительно оценок показателей надежности ЛА в целом за сопоставляемые расчетные периоды с помощью кри- терия А .
Если нулевая гипотеза не отвергается, то оценки признаются однородными, что свидетельствует об отсутствии динамики надежности.
Л.2,2 В тех случаях, когда нулевая гипотеза отвергается, необходимо проверить на однородность оценки показателей надежности составных частей. Для этой цели ЛА рассматривается как комплекс, состоящий из носителя, включающего все системы, функционирующие в каждом полете, и систем авиационного вооружения (АВ используемых только в полетах на боевое применение.
Л.2.3 Если оценки показателей надежности носителя в сопоставляемых расчетных периодах оказываются неоднородными, то это свидетельствует о наличии динамики надежности ЛА.
Если оценки показателей надежности носителя однородны, а системы АВ неоднородны, то нет оснований однозначно считать, что изменилась надежность ЛА. Окончательное заключение можно сделать только после анализа видов отказов систем АВ.
П р им е р;
Провести анализ динамики показателя надежности Тпз за два года эксплуатации парка ЛА.
Исходные данные для проведения анализа динамики показателя надежности представлены в таблице Л.1
.Таблица Л.1
|
|
|
Наименование показателя |
Значение показателя для периода эксплуатации |
|
||||||||||
|
|
||||||||||||||
1-й год |
2-й год |
||||||||||||||
Средний налет на отказ, приводящий к невыполнению полетного задания Тпз, ч Суммарное число отказов, приведших к невыполнению полетного задания Суммарный налет за расчетный период tc, ч |
345 87 30 000 |
238 134 32 000 |
|||||||||||||
|
|
||||||||||||||
|
|
||||||||||||||
|
|
||||||||||||||
2 Проверяются на однородность исходные данные с помощью критерия X , Р~ 0,9: |
|
||||||||||||||
|
- |
2 (И Z =7,2> = 2,71. Полученный результат свидетельствует о существенном различии оденок показателя надежности за сопоставляемые расчетные периоды. Проверяются на однородность опенки показателя Тп3 раздельно по носителю и системам АВ. Эти исходные данные приведены в таблице Л.2. Табл иц а Л.2 |
|||||||||||||
|
|
||||||||||||||
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
Наименование показателя |
Значение показателя для периода эксплуатации |
|
||||||||||||
|
|
1-й год |
2-й год |
||||||||||||
Носитель |
АВ |
Носитель |
АВ |
||||||||||||
N° изм |
N° изв |
Средний налет на отказ, приводящий к невыполнению полетного задания тп.з . Ч Суммарное число отказов, приведших к невыполнению полетного задания Суммарный налет за расчетный период tc, ч |
500 60 30 000 |
1111 27 |
435 73 32 000 |
526 61 |
|||||||||
|
|
||||||||||||||
|
1391 |
||||||||||||||
|
Проверяются на однородность оценки показателя носителя. 2 СР Так как X = 0,57-^ /= 2,71, то изменение оценок признается несущест- |
||||||||||||||
Ине. М; дубликата |
1 Инв. N° подлинника |
венным. Проверяются на однородность оценки показателя системы АВ: тг = 11> х/'^ = 2,71. 1 |
|
|
■ ОСТ 1 00497-97 с. за |
|
|
Результаты проверок свидетельствуют о существенном различии оценок в сопоставляемых периодах. Таким образом, снижение показателя по ЛА произошло только за счет систем АВ, что может быть вызвано увеличением налета на боевое применение |
|
|
|
|
|
на втором году эксплуатации. Заключение о динамике надежности в этом случае может быть сделано на основе сопоставительного анализа видов отказов АВ в |
|
|
рассматриваемых расчетных периодах. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
N’ изм |
CD Ж |
|
|
|
|
|
S со |
|
Инв Н* дубликата _ ... ..... . |
І Инв. N’ подлинника |
I 1 |
|
|
|
|
|
|
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
* |
ПРИЛОЖЕНИЕ М (справочное) 2 КВАНТИЛИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ Л Инв. И? дубликата Н» иэм Инв. N* подлинника 1391 N; изо Количество степеней свободы г |
У2 Значение квантили распределения л- при доверительной вероятности р |
|||||||
0,700 |
0,800 |
0,900 |
0,950 |
0,975 |
0,990 |
0,995 |
0,999 |
|
1 |
1,07 |
1,64 |
2,71 |
3,84 |
5,02 |
6,63 |
7,88 |
10,80 |
2 |
2,41 |
3,22 |
4,61 |
5,99 |
7,88 |
9,21 |
10,00 |
13,80 |
3 |
3,67 |
4,64 |
6,25 |
7,81 |
9,35 |
11,30 |
12,80 |
16,30 |
4 |
4,88 |
5,99 |
7,78 |
9,49 |
11,10 |
13,30 |
14,90 |
18,50 |
5 |
6,06 |
7,29 |
9,24 |
11,10 |
12,80 |
15,10 |
16,70 |
20,50 |
6 |
7,23 |
8,56 |
10,60 |
12,60 |
14,40 |
16,80 |
18,50 |
22,50 |
7 |
8,38 |
9,80 |
12,00 |
14,10 |
16,00 |
18,50 |
20,30 |
24,30 |
8 |
9,52 |
11,00 |
13,40 |
15,50 |
17,50 |
20,10 |
22,00 |
26,10 |
9 |
10,70 |
12,20 |
14,70 |
16,90 |
19,00 |
21,70 |
23,60 |
27,90 |
10 |
11,80 |
13,40 |
16,00 |
18,30 |
20,50 |
23,20 |
25,20 |
29,60 |
11 |
12,90 |
14,60 |
17,30 |
19,70 |
21,90 |
24,70 |
26,80 |
31,60 |
12 |
14,00 |
15,80 |
18,50 |
21,00 |
23,30 |
26,20 |
2 8,30 |
32,90 |
13 |
15,10 |
17,00 |
19,80 |
22,40 |
24,70 |
27,70 |
29,80 |
34,50 |
14 |
16,20 |
18,20 |
21,10 |
23,70 |
26,10 |
29,10 |
31,30 |
36,10 |
15 |
17,30 |
19,30 |
22,30 |
25,00 |
27,50 |
30,60 |
32,80 |
37,70 |
16 |
18,40 |
20,50 |
23,50 |
26,30 |
28,80 |
32,00 |
34,30 |
39,30 |
18 |
20,60 |
22,80 |
26,00 |
28,90 |
31,50 |
34,80 |
37,20 |
42,30 |
20 |
22,80 |
25,00 |
28,40 |
31,40 |
34,20 |
37,60 |
40,00 |
45,30 |
22 |
24,90 |
27,30 |
30,80 |
33,90 |
36,80 |
40,30 |
42,80 |
48,30 |
24 |
27,10 |
29,60 |
33,20 |
36,40 |
39,40 |
43,00 |
45,60 |
51,20 |
26 |
29,20 |
31,80 |
35,60 |
38,90 |
41,90 |
45,60 |
48,30 |
54,10 |
28 |
31,40 |
34,00 |
37,90 |
41,30 |
44,50 |
48,30 |
51,00 |
56,90 |
30 |
33,50 |
36,30 |
40,30 |
43,80 |
47,00 |
50,90 |
53,70 |
59,70 |