МЕТОДЫ МОНИТОРИНГА НАДЕЖНОСТИ СЛОЖНЫХ ТЕХНИЧЕСКИХ СИСТЕМ Текст научной статьи по специальности «Механика и машиностроение»

ЭНЕРГЕТИКА И ЭКОЛОГИЯ

ENERGY AND ECOLOGY

Статья поступила в редакцию 19.03.14. Ред. per. № 1945

УДК 629.7.083

The article has entered in publishing office 19.03.14. Ed. reg. No. 1945

МЕТОДЫ МОНИТОРИНГА НАДЕЖНОСТИ СЛОЖНЫХ ТЕХНИЧЕСКИХ СИСТЕМ

12 2 2 Л.Г. Галеее , A.A. Золотое , В.К. Оделееский , В.В. Родченко

'ФКП "Научно-испытательный центр ракетно-космической промышленности" 141320, г. Пересвет, Московская обл., ул. Бабушкина, д. 9; Тел. (8-496) 546-34-75 2Московский авиационный институт (национальный исследовательский университет) 125993, Москва, ГСП-3. А-80, ул. Волоколамское шоссе, д. 4, Тел. (8-499) 195-91-36

Заключение совета рецензентов 26.03.14 Заключение совета экспертов 04.04.14 Принято к публикации 10.04.14

Проведен анализ модели прогнозирования надежности сложной технической системы (СТС) на различных этапах его жизненного цикла: проектирования, отработки и эксплуатации. Предложена аналитическая модель оценки параметров технического обслуживания (ТО), позволяющая получать различный характер изменения надежности: при увеличении числа отказов по циклам отработки приходим к закону стареющего типа, соответствующего этапу эксплуатации; при убывании количества отказов по времени - к модели "выжигания" отказов, соответствующей этапу отработочных испытаний.

Предложен также метод численной оценки параметров модели ТО по результатам натурных испытаний. Представленный алгоритм позволяет прогнозировать параметры ТО для различных прикладных задач в широком спектре исходных данных. Приведены мероприятия по повышению эффективности контроля операций ТО с целью обеспечения высоких показателей надежности и безопасности эксплуатации СТС.

Ключевые слова: надежность, техническое обслуживание, периодичность замен, интенсивность отказа, жизненный цикл, сложная техническая система.

RELIABILITY MONITORING METHODS FOR COMPLICATED ENGINEERING

SYSTEMS

12 2 A.G. Galeev , A.A. Zolotov , V.K. Odelevsky , V. V. Rodchenko

'Research and Test Center of Rocket and Space Industry 9 Babushkin St., Peresvet, Moscow reg., 141320; tel. (8-496) 546-34-75 2Moscow Aviation Institute (National Research University) 4 Volokolamsk drive, GSP-3. A-80, Moscow, 125993; Tel.: (8-499) 195-91-36

Referred 26.03.14 Expertise 04.04.14 Accepted 10.04.14

2

The reliability prediction model of complicated engineering system (CES) was analyzed on different stage of its life-cycle: designing, testing and exploitation. The analytical model was suggested for parameters estimation of maintenance work (MW). It helps obtain a different character of reliability changing. The failure rate growth inside testing cycle leads to the rule of senescent type, which corresponds to exploitation stage. The failure rate decreasing leads to the "burnout" failure model, which corresponds to a testing stage.

The numerical evaluation method of maintenance work model parameters was suggested according to the results of full-scale test. The presented algorithm allows to forecast maintenance work parameters for different applications in wide range of given data. The effectiveness increase procedures of maintenance work operation inspection was given with a view to ensuring high index of reliability and safety in complicated engineering system exploitation.

Keywords: reliability, maintenance work, replacement interval, failure rate, life-cycle, complicated engineering system.

Галеев Айвенго Гадыевич

Сведения об авторе: доктор технических наук, профессор, лауреат премии Совета Министров СССР в области науки и техники, действительный член Российской академии космонавтики им. К. Э. Циолковского, главный научный сотрудник ФКП "НИЦ РКП", профессор Московского авиационного института (национального исследовательского университета) и Сергиево-Посадского филиала Московского государственного индустриального университета. Участвовал в отработке ряда систем по ракетно-космическим программам "Космос-1", "Космос-3", "Н1Л3", "Энергия-Буран", "ОБЬУ", "Ангара" и др.

Образование: Казанский авиационный институт.

Область научных интересов: теория и практика наземных испытаний ракетных двигателей и двигательных установок, гидро - и газодинамика процессов в энергоустановках, исследования в области водородной технологии.

Публикации: более 180.

Сведения об авторе: доктор технических наук, профессор, почетный работник Высшей школы, профессор кафедры «Космические системы и ракетостроение» Московского авиационного института (национального исследовательского университета). Был руководителем и участвовал в выполнении ряда хоздоговорных работ по заказам промышленности, в том числе по программам: "Энергия-Буран", "Магистраль" и др.

Образование: Московский авиационный институт, Московский государственный университет.

Область научных интересов: теория и практика обеспечения надежности и безопасности сло:ных технических систем.

Публикации: более 170.

Золотое Александр Алексеевич

S

ID

ts С Ч CÖ

I f

Оделевский Владимир Константинович

Сведения об авторе: кандидат технических наук, действительный член Российской академии космонавтики им. К. Э. Циолковского, доцент кафедры «Управление эксплуатацией ракетно-космических систем» Московского авиационного института (национального исследовательского университета). Участвовал в создании и отработке ряда систем по ракетно-космическим программам по тематике РКК «Энергия», КБ «Салют», КБ «Южное» и ИЦ им. М.В. Келдыша.

Образование: Московский авиационный институт.

Область научных интересов: теория и практика использования космических ядерных энергетических установок и электрореактивных двигателей.

Публикации: более 160.

Родченко Владимир Викторович

Сведения об авторе: доктор технических наук, профессор, почетный работник Высшей школы, действительный член Российской академии космонавтики им. К. Э. Циолковского, профессор кафедры «Управление эксплуатацией ракетно-космических систем» Московского авиационного института (национального исследовательского университета). Был руководителем и участвовал в выполнении ряда хоздоговорных работ по заказам промышленности, в том числе по программам: "Энергия-Буран", "Магистраль", "Синева" и др.

Образование: Московский авиационный институт.

Область научных интересов: теория и практика создания реактивных устройств, способных двигаться в грунтах с высокими скоростями; отработка сложных технических систем.

Публикации: более 180.

Введение

Внедрение сложной технической системы (СТС) в эксплуатацию, к которой можно отнести применение ракет-носителей (РН), выполненных на основе универсальных ракетных модулей (УРМ) с использованием экологически чистых компонентов ракетного топлива (жидкий кислород-керосин, жидкий кислород-водород), позволит значительно повысить эффективность решения научно-прикладных задач и экологические проблемы космодромов и зон падения отработанных ступеней. В связи с этим оценка надежности и безопасности эксплуатации СТС является актуальной проблемой.

Аналитическая модель оценки надежности на различных этапах жизненного цикла СТС

На стадии эксплуатации СТС, когда производится использование изделий по назначению, происходит реализация той надежности, которая была заложена на предыдущих стадиях его экспериментальной отработки (ЭО). На этой стадии проявляются и технико-экономические последствия низкой надежности, приводящие к потерям от ущерба и простоя техники, к затратам на устранение отказов и на приобретение запасных частей. Для обеспечения надежности изделий на требуемом уровне необходимо проводить операции технического обслуживания (ТО) и оценку их надежности на всех этапах жизненного цикла. Методы прогнозирования надежности по результатам испытаний на этапе ЭО изложены в работах [1, 2, 3].

При решении задачи по оценке характеристик надежности предположим, что изделие содержит М источников отказа. Кроме того, предполагается, что

выявленные при испытаниях неисправности устраняются, а новые не вносятся, что соответствует модели "выжигания отказов". Для математического описания процесса отработки введем в рассмотрение

случайную величину *, характеризующую число

отказов в ¿- ом испытании. Если отказов нет, то *

=0; если выявлено к отказов, то * =к. Для прогнозирования изменения надежности с учетом деградаци-онных процессов, протекающих в агрегатах при их эксплуатации, воспользуемся законом распределения Вейбулла:

t

- | А (t)dt

Р(О = е " , а)

где А(0 = А •V • t - интенсивность отказа; А; V -параметры закона распределения Вейбулла.

В этом случае вероятность отказа на / - ом цикле отработки продолжительностью т = 1 будет равна:

- fx(t)dt

q(i) = 1 - в ' = 1 - в'™

(2)

В рассматриваемом случае функция правдоподобия может быть представлена в виде:

I

п М

ь = П с * -1 • (0 • [1 - 0(0] ^ . (3)

¿=1 М-ъ*

Подставляя выражение для q(i) в соотношение (3) и производя логарифмирование, получим:

1} + Z (M-±%}) • (-Х) • [Г- (i -1)"].

lnL = ZlnС* i + Zl, • ln {l - в

i=1 Mi=1

X-o-i)"]

- e -

n f;

3

Q.

i=1

j=1

(4)

Согласно принципу максимального правдоподобия, в качестве оценок параметров А и V принимаются такие значения этих параметров, которые обеспечивают максимум функции 1пЬ [4].

Таким образом, искомые параметры должны удовлетворять системе алгебраических уравнений:

д ln L

дХ

= 0;

д ln L д"

= 0.

(5)

j=i

Произведя дифференцирование, получим:

д ln L

дХ

n i

Z (M -ZXj) • [i" - (i -1)" ] + Z Xi Z* 1)V] = -7 (") + F (") =0, (6)

=i j=1

i=T eXi~-(i-1)V] -1

дТ

д Zx, •л•—--l - (i - 1П • -1)-1}-Z (m-Zx) •¿•{v-r1 - (i - irl=

дv 1=1 t!

= R{v) - Z(v) = 0.

Разрешая уравнения (6) относительно неизвест- Для нахождения дисперсии полученных оценок

о ? рассмотрим вторые производные функции правдо-

ных Л и V, получим искомые значения оценок Я и ^ ^ ^ ^

V .

При проведении расчетов были приняты сле- л2]п Т ^ ^ - (, - 1)п2 _(г_1Г]

дующие исходные данные: п 11 'п

М=20; Хх = 0; Х2 = 1; Хз = 1; Х4 = 2..

Системе (6) удовлетворяют следующие значения искомых параметров: V = 2,4 и Л = 0,008.

подобия по искомым параметрам:

д2ln L = [Г - (i - 1)v]2 • e/

= / , Xí'

дЛ

e¿{iv-(i~1)v] -1}2

dlL

д 2v

Z(M)• Л. Д + Zx ■ Л • (e^-(,-1П -1)-1 • B,;

i=1 j=1

i=1

д2 ln L дЛд{

■ = -v

■Z(M-ZXj)[iv-1 - (i - 1)v-1] + vZ

X, [iv-1 - (i - 1)v-1]

v-1 -

i=1 j=1

=1 e

¿[iv-(i-1)v]

-1

(7)

¿v • Z X'W 1)v] • [Г1 - (i - 1)v1 ] • e¿[iv-(i-1)v]

' (еЛ[^-(/-1Л - 1)2 где Д = [iv1 - (i - 1)v1 ] + v • (v -1) • [iv-2 - (i - 1)v-2 ];

Бг = Лг - Л • v2 • [iv1 - (i - 1)v-1 ]2 • (1 - e-(г-1Л)-1.

Соответственно, для математических ожиданий частных производных получим:

д21П Т " [iv - (i - 1)v]2 • e¿[iv-(i-1)v] n

- Mi^L} = (Z M X } •[i (i 1 \e p-) = (Z C • [iv- (i - 1)v] );

дЛ ¡=1 L4' -(i-1) ] -1} ¿=1

д 2 Т n i n

-M{дН = (ZM{(M - Zxj)} • Л • Л, - ZM{x, } • Л • (e Л-1)-1 • B, );

д v i=1 j=1 i=1

(8)

Я21п Т п

-М{ЯЯ-ЛПТ} = С ■ [Г1 -(1 - 1)"-1]),

ЯЯЯv

где С, = МХ}■ ,[1'-(/- ■ е^'-1".

LЛ■[lV-(l-1)V -

При выводе математического ожидания для смешанной производной учитывалось, что, согласно второму уравнению (6), справедливо равенство:

Ъм{*} • {г-1 - (I - 1)V-1 ] • (еА-[^-(1-1^] -1)1 }= ъМ{(М - Ъ *)} • {¿^ - (I - 1Г1}

¿=1 ¿=1 ]=1

Дисперсии и коэффициент корреляции искомых оценок А и V удовлетворяют матрице рассеивания [4]:

(

К = (-1) •

M {

д2 ln L

дХ

} M{

дХд"

д2 ln L ^

дХд"

}

л л< д2L д2 lnL

д"2

(

K

X,v

D"

(9)

Математические ожидания M{%} и M {Z % ■} рассчитываются по соотношениям:

j=1

M{%} = Ni ■ qi ■ M ; M} = ZN • q} • M

(10)

где qt = 1 - в-«i-1)"]; Ni = П (1 - qj); N1 = 1.

j=1

При проведении расчетов в качестве значений А и V принимаются оценки этих параметров, отвечающие системе алгебраических уравнений (6). Результаты расчета параметра М{* } для исходных данных М = 20, V = 2,4 и А = 0,008 представлены ниже:

М {*} = 0,158; М {*} = 0,645; М{*} = 1,201; М{Х4} = 1,683.

Полученный результат согласуется с исходными данными по отказам. Матрица рассеивания оценивается по соотношению (9). Для принятых исходных данных получим:

БА = 5,129 • 10 -5; Д = 1,346;

= -6,758 -10-3.

Вероятность безотказной работы (ВБР) и интенсивности отказа одного источника отказа по циклам отработки ¿ будут меняться согласно распределению Вейбулла:

Рф :

= Х ■ v ■ ()

v-1

(11)

Очевидно, интенсивность отказа будет возрастать, так как параметр V больше единицы. Представленные выше оценки А и V соответствуют результатам испытаний элементов стареющего типа. При этом интенсивность отказа растет, что приводит к увеличению количества отказов в процессе эксплуатации изделия.

Другая ситуация реализуется при отработке изделий. В этом случае с увеличением числа испытаний происходит улучшение работоспособности устройства за счет выявления и устранения неисправностей. Соответственно, число отказов по циклам отработки будет убывать. Для иллюстрации этой ситуации проведем аналогичный анализ для следующих исходных данных:

М=20; * = 2; * = 1; *з = 1; * = 0.

Неизвестные параметры удовлетворяют системе алгебраических уравнений (6) при значениях V = 0,56 и А = 0,1. Учитывая, что в данном случае параметр V меньше единицы, интенсивность отказа будет убывать.

Помимо стратегии, рассмотренной выше и предполагающей, что при испытаниях неисправности устраняются, возможны ситуации, когда отказавшие элементы заменяются новыми или их характеристики улучшаются или ухудшаются после проведения доработок. В дальнейшем проанализируем эти стратегии на основе комплексной модели ТО.

Оценка безотказности изделий на основе комплексной модели ТО

Для иллюстрации комплексной модели прогнозирования динамики изменения надежности изделий по результатам испытаний рассмотрим конкретный пример. Предположим, что в процессе эксплуатации

двадцати изделий (М00 = 20), отказы произошли в

моменты времени: з = 0,4; 0,6; 0,8; 0,9. Для проведения расчётов по предложенному подходу разобьем период функционирования от нуля до единицы на четыре интервала: 0-0,25; 0,25-0,5; 0,5-0,75; 0,75-1.

-1

Распределение отказов по циклам t представим в виде матрицы:

1

1

Ч2У

При решении задачи воспользуемся программой, представленной на рис. 1 [5].

v : = 2.4

:= for s e 0..r

for me 0..4

for i e 0..3

for je С.. 4

M. , i+l, J

M. .fl - a. -1 if i 4- 1 > i l.jl 1-JJ J

S iMi,kVk] к - 0

otherwise

M :=

Л/WV

строчка соответствует значению М00, характеризующему исходное число анализируемых критических элементов системы, которые функционируют на нулевом цикле ТО. Следовательно, 1-ой строке и

ому столбцу матрицы соответствует элемент п. .,

1, '

характеризующий число элементов, функционирующих на 1-ом цикле обслуживания и замененных на новые на '-ом цикле ТО (см. рис. 1). Для удобства проведения анализа при большой размерности матрицы количество отказов на 1-ом цикле ТО выводится отдельно как диагональный элемент матрицы М(п)11. Суммарное число отказов на всех п циклах технического обслуживания определяется разностью между значением следа матрицы гг(М(п)) и величиной М0о 0.

Для оценки искомых параметров Ли V используем метод наименьших квадратов. Согласно этому методу, значения исходных параметров должны обеспечивать минимальную величину суммы квадратов отклонений наблюдавшихся значений количества отказов от прогнозируемых на каждом цикле ТО, то есть минимум критериальной функции А:

A = V[Mk -Mk(Л ,v,Mg,G)]2

(12)

( 2G G G G G G ^

19.92 G.159 G.G8 G.G8 G.G8 G.G8

19.451 G.G8 G.669 G.47 G.47 G.47

18.339 G.G78 G.468 1.298 1.115 1.115

1б.473 G.G73 G.457 1.111 1.924 1.88б

^ 13.92 G.G66 G.431 1.G85 1.879 2.454^

Рис. 1. Расчет динамики отказов в процессе эксплуатации СТС

Fig. 1. Failures calculation dynamics during operation CES

Для использования этой программы необходимо задать конкретные значения исходных параметров ÀUV. Искомые параметры ТО, оцениваемые программой после проведения n циклов ТО, определяются треугольной матрицей M(n), которая является функцией числа циклов n . В этой матрице нулевая

где Мк - количество отказов, которые наблюдались на к-ом цикле ТО; Мк(Л,V,М00) - прогнозируемое количество отказов на к-ом цикле ТО.

С этой целью для каждого фиксированного уровня V рассчитываются значения критериальной

функции для различных значений Л,, среди которых

выбирают значение Л, обеспечивающее минимум критерия А . В дальнейшем такие же расчеты проводятся для другого фиксированного уровня V. Допустим, при V = Vr минимум достигается для значения Л = Лгх. Тогда, если для различных значений V, выполняется условие А(уг) < А(V,), то значение VK и соответствующее ему значение Лг,, являются

более предпочтительными. Точность поиска искомых параметров определяется шагом перебора параметров Лi и vi.

Анализ представленных результатов показывает, что минимум критериальной функции достигается при значениях V = 2,4 и Л = 0,008. Далее, оценим целесообразность введения в интенсивность отказов постоянной составляющей ц. В этом случае функция надежности примет вид:

H (г) = е.

Расчет искомых параметров производился по алгоритму, представленному на рис. 2.

k

M(r) :=

V := 2.4

for s е 0.. r X ^ 0.001s

M0,0 ^ 20 for m е 0.. 4

/:= 0.005

a ^ 1 - e e m

for i е 0.. 3 for j е 0.. 4

- / -Xs[(m+1)"-m"]

M. ,

i+1, j

[Mi, ( - ai-j)] ifi + 1 >j Z (Mi, Hi-k)

k = 0

otherwise

M

A :=

for is0..5 for 1eD_4 -■4t 0 for is0..5 for k F 0.4

Ai.t Kvl

T M1:J(! - i-0J5k)v Lj =o

Рис. З.Алгоритм расчета интенсивности отказа Fig. 3. Algorithm for calculation of failure intensity

Расчетная кривая интенсивности отказа представлена на рис. 4.

Fl О

^entJ

Рис. 2. Алгоритм проведения расчетов критериальной функции для различных /

Fig. 2. Algorithm of objective function calculations for different /

Результаты расчета критериальной функции А для различных значений /и показывают, что минимум критериальной функции достигается при значении ¡л = 0.

Для оценки характера изменения надежности на каждом цикле функционирования изделия проведем расчет параметров функционирования (изделия), соответствующих принятым характеристикам: ¡1 = 0; " = 2,4; X = 0,008 - по предложенному выше алгоритму. Результаты расчета представлены, см. рис. 1.

Знание параметров ni j позволяет оценить интенсивность отказов %(t) для совокупности всех изделий по методике, рассмотренной в работе [5]. Алгоритм проведения расчета представлен на рис. 3.

Рис. 4. Изменение интенсивности отказа %(t) и аппроксимирующей кривой y (t ) в процессе эксплуатации изделия по числу циклов t Fig. 4. Failure % (t) and the approximating curve y (t) intensity change in the use of the product by the number of cycles t

Эта кривая может быть аппроксимирована зависимостью

= 0,41 • tu.

,y(t) = Х

Соответственно, для одного изделия интенсивность отказа будет меньше в 20 раз. Знание интенсивности отказа позволяет оценить надежность конкретного изделия без учета проведения технического

обслуживания:

(20) 1^0.41^(x)13dx

H(t) := e

Характер изменения надежности в процессе функционирования изделия представлен на рис. 5.

Рис. 5. Изменение надежности изделия H(t) без учета проведения ТО Fig. 5. Product H(t) reliability change excluding MW

Анализ мероприятий по повышению эффективности контроля показателей надежности изделия

Анализ динамики изменения вероятности безотказной работы, представленный на рис. 5, показывает, что при длительной эксплуатации изделия его надежность снижается и становится существенно ниже допустимого уровня. Очевидно, проведение технического обслуживания приводит к повышению надежности, так как после каждого цикла контроля работоспособность изделия будет восстанавливаться. Поэтому в начале цикла его надежность будет равна единице.

Характер изменения надежности на отдельных циклах функционирования изделия с учетом технического обслуживания представлен на рис. 6.

то

USE

О И

0 5

Рис. 6. Изменение надежности изделия H(t) на отдельных циклах его эксплуатации с учетом проведения ТО

Fig. 6. Product H (t) reliability change for each cycle of its operation with MW

Если принять допустимый уровень ВБР, равным 0,95, то согласно результатам, представленным на рис. 6, этот уровень, даже с учетом проведения замены отказавших изделий, достигается уже к концу третьего цикла эксплуатации. В дальнейшем, после 18-ти циклов эксплуатации, математическое ожидание числа отказов стабилизируется на уровне N(r)= 2,8 (рис. 7). лчм

4

Рис. 7. Изменение числа отказов N(r) по циклам эксплуатации Г с учетом замены отказавших изделий Fig. 7. Number of failures N(r) change by cycles of operation Г with substitution of the faulty products

При этом оценка вероятности безотказной работы будет равна:

(г)=1 - т=^^=0,86.

20

20

Число отказов можно уменьшить, если в процессе технического обслуживания при проведении замен отказавших элементов проводить их доработки, приводящие к улучшению показателей надежности изделия. Алгоритм проведения расчетов представлен на рис. 8.

V := 2.4 X := 0.25 г := 1 Б := 0.

M(ji) :=

for ms 0..n

^: «_ 1 - .-»'Пй-ьч'н-*]

for 5 £ 0.. II

bs «- 1 - е" for is 0..n - 1 for JE 0..П

"tu

[M^l - Ьн)] if i+ 1> j

Z KtVt)

for i e f.. и - 1 for je r..n

|Xj(1 - a^)] if i+l> j r—1

■ ■ L

L-fc + Y. Mi

.„к =i

for i e 0„n for j e 0..П

Mi ,r

Mij if ib j

0 oiberwis е

М

М(4| =

20 0 0 0 0 ^

15.576 4.424 0 0 0

5.345 +.4:4 10.231 0 0

0.609 4.424 10.231 4J3« 0

0.019 4.424 10.231 4.^36 0.59

Рис. 8. Расчет динамики устранения неисправностей по циклам ТО для модели выжигания отказов () = 0) Fig. 8.Troubleshooting calculation dynamics by cycles MW for burning failures model () = 0)

При этом коэффициент эффективности доработок ) должен быть меньше единицы. При проведении расчетов примем ) = 0,02, что соответствует режиму проведения доработок. Расчет по указанному

алгоритму проводился для значений: А = 0,008 и V = 2,4; результаты расчета представлены на рис. 9.

принято V = 2,4, ) = 0. Расчеты проводились по алгоритму, представленному на рис. 8. Диагональные элементы матрицы >(4) характеризуют число отказов системы по циклам ТО. Элементы первого столбца матрицы характеризуют число не выявленных источников отказов. Для анализа динамики изменения надежности в процессе эксплуатации РН оценим изменение прогнозируемого количества отказов изделий после проведения контроля. При расчете будем исходить из того, что штатная эксплуатация начинается после второго этапа контроля, проводимого с учетом предупредительного допуска. При этом начальное количество источников отказа

будет равно >00 = 5,345 (см. рис. 8). На этапе

штатного функционирования расчет проводился по алгоритму, представленному на рис. 8, для значений

А = 0,008; V = 2,4; ) = 0,02.

О 20 40 60 п

Рис. 9. Изменение числа отказов N(n) по циклам эксплуатации n с учетом проведения доработок (ß = 0,02)

Fig. 9. Number of failures N(n) change by cycles of operation n considering improvements (ß = 0,02)

Как видно из графика, математическое ожидание числа отказов в установившемся режиме снизилось до уровня 0,5 - 0,6. Следовательно, оценка вероятности безотказной работы P(r) после десяти циклов стабилизируется в диапазоне 0,97 - 0,975. Низкие уровни надежности на первых десяти циклах можно исключить введением режима тренировок, который заключается в проведении отработочных испытаний перед штатным применением изделия. При этом проявление отказа можно оценивать по факту выхода параметров работоспособности устройства за границы допустимой области.

Очевидно, при высоких уровнях надежности отказов может не быть вообще. Однако при этом на границе работоспособности могут находиться параметры, выход которых за пределы работоспособности при дальнейшей эксплуатации изделия приведет к возникновению отказа. В этом случае для повышения эффективности контроля целесообразно ввести предупредительный допуск, позволяющий обнаруживать и устранять потенциальные отказы до их реального проявления.

Проведение нескольких циклов такого контроля позволит выявить дополнительное число отказов, не проявляющихся при обычных испытаниях. Очевидно, задание упреждающего допуска А приводит к увеличению интенсивности отказа системы. Оценка взаимосвязи интенсивности отказа и величины упреждающего допуска дана в работе [2].

Расчет числа отказов с учетом упреждающего допуска проводился для X = 0,25, что соответствует значению А = 0,2 . При проведении анализа было

Изменение количества отказов по циклам функ-

'и1

ционирования приведено на рис. 10.

ш

o.s

0.4

20

40

60

Рис. 10. Результаты расчета количества отказов N (s)

по циклам эксплуатации s при штатном функционировании СТС

Fig. 10. Number of failures N(s) calculating results by cycles of operation s under normal operating functioning CES

Как видно из графика, количество отказов убывает от значения, равного 0,7 на начальном этапе функционирования (при r=6), до минимального

уровня, равного 0,08 (P(r) = 0,996), и стабилизируется на уровне 0,17. Соответственно, оценка ВБР P(r) после десяти циклов стабилизируется на

уровне 0,99.

Проведенный анализ показывает, что для повышения безотказности изделия целесообразно использовать в процессе технического обслуживания стратегии с учетом проведения доработок и введения упреждающего допуска [5, 6].

Заключение

Основные результаты работы можно свести к следующим:

1. Показано, что перспективным направлением повышения надежности СТС является проведение мониторинга его показателей надежности.

2. Представлен аналитический метод прогнозирования параметров технического обслуживания на различных этапах жизненного цикла изделия.

3. Представлены расчетные соотношения и алгоритмы для прогнозирования динамики изменения показателей надежности изделия на основе комплексного подхода, учитывающего реальный характер его эксплуатации.

4. Разработаны методы обеспечения высоких уровней надежности и безопасности эксплуатации изделия на основе использования упреждающего контроля параметров его работоспособности.

Список литературы

1. Волков Л. И. Управление эксплуатацией летательных комплексов. М.: Высш. шк., 1987.

2. Александровская Л.Н., Афанасьев А.П., Лисов А. А. Современные методы обеспечения безотказности сложных технических систем. М.: Логос, 2001.

40

3. Галеев А.Г., Золотов А.А., Перминов А.Н., Родченко В.В. Эксплуатация стартовых комплексов ракетно-космических систем. М.: Изд-во МАИ, 2007.

4. Гнеденко Б.В. и др. Математические методы в теории надежности. М.: Наука, 1965.

5. Золотов А. А. Прикладные методы обеспечения работоспособности технических систем на этапе их эксплуатации // Оборонный комплекс - научно-техническому прогрессу России. М: ФГУП «ВИМИ», 2010. №1. С. 17-25.

6. Меньшиков В.А., Сухорученков Б.И. Методы мониторинга надежности ракетно-космических систем. М.: НИИКС, 2006.

5

S

■о

'3 I

ts с а са

0J

5

References

1. Volkov L.Y. Upravlenye ehkspluatatsyej letatelj-nyhkh kompleksov. M.: Vyhssh. shk., 1987.

2. Aleksandrovskaja L.N., Afanasshev A.P., Lysov A.A. Sovremennyhe metodyh obespetchenyja bezotkaznosty slozhnyhkh tekhnytcheskykh system. M.: Loghos, 2001.

3. Ghaleev A.G., Zolotov A.A., Permynov A.N., Rodtchenko V.V. Ehkspluatatsyja startovyhkh kompleksov raketno-kosmytcheskykh system. M.: Yzd-vo MAY, 2007.

4. Ghnedenko B.V. y dr. Matematytcheskye metodyh v teoryy nadezhnosty. M.: Nauka, 1965.

5. Zolotov A.A. Prykladnyhe metodyh obespetchenyja rabotosposobnosty tekhnytcheskykh system na ehtape ykh ehkspluatatsyy // Oboronnyhj kompleks -nautchno-tekhnytcheskomu proghressu Rossyy. M: FGHUP «VYMY», 2010. №1. S. 17-25.

6. Menjshykov V.A., Sukhorutchenkov B.Y. Metodyh monytoryngha nadezhnosty raketno-kosmytcheskykh system. M.: NYYKS, 2006.

Транслитерация no ISO 9:1995

экология» № 4 (144) 2014

55