Оценка согласованности эмпирических данных с теоретической функцией распределения.
Оценка надежности невосстанавливаемых изделий по статистическим данным, полученных в результате испытаний
Расчетно-графическое задание
по дисциплине «Основы теории надежности»
М 0305.240401.44.РГР
Нормоконтролер, доцент Работу выполнил
студент гр. АТ - 44
_________ Маурин Н.Н. _______ Филиппов Р.О.
2016
Цель работы:
1. Определение эмпирических и теоретических значений:
- средней наработки до отказа (СНДО) – Т1;
- среднеквадратического отклонения – σt;
- дифференциальной функции распределения наработок до отказа f(t);
- вероятности безотказной работы P(t) и интенсивности отказов λ(t).
2. Определение до(верительных границ ТД для средней наработки до отказа Т1 при заданной надежности оценки (РД = 0,95).
3. Построение эмпирических и теоретических зависимостей f(t), P(t), λ(t).
Исходные данные для расчетов:
Вариант 40
Объем выборки (число испытанных изделий) n = 100.
ti – наработка изделий в часах, i = 1….. 100:
762 705 701 785 806 700 797 826 693 736
727 679 694 772 826 739 799 843 774 788
815 748 804 731 653 831 653 753 704 774
755 827 796 797 768 732 738 807 711 731
786 737 749 769 823 706 740 694 755 731
698 750 797 725 768 748 725 775 753 718
727 767 712 720 753 677 804 797 750 709
748 791 812 775 777 668 766 782 808 696
777 666 770 738 746 772 782 735 709 791
768 820 767 741 763 671 723 759 853 630
|
|
Выполнение работы.
Построение эмпирической дифференциальной функции распределения наработок до отказа f ( t ).
Диапазон рассеяния случайной величины разбиваем на интервалы. Число интервалов принимаем
Находим максимальное tmax = 870 и минимальное tmin = 620 время наработки на отказ.
Ширина интервала
Данные о наработке до отказа распределяем по интервалам. Границы интервалов:
начало первого интервала Г1 = tmin – 0,1 = 630 – 0,1 = 629,9;
конец первого и начало второго Г2 = Г1 + Δt = 629,9+22,3 = 652,2;
конец второго и начало третьего Г3 = Г2 + Δt = 652,2+22,3 = 674,5;
конец третьего и начало четвертого Г4 = Г3 + Δt = 674,5+23,3 = 696,8;
конец четвертого и начало пятого Г5 = Г4 + Δt = 696,8+22,3 = 719,1;
конец пятого и начало шестого Г6 = Г5 + Δt = 719,1+22,3 = 741,4;
коней шестого и начало седьмого Г7 = Г6 + Δt = 744,1+22,3 = 763,7;
конец седьмого и начало восьмого Г8 = Г7 + Δt = 763,7+22,3 = 786,0;
конец восьмого и начало девятого Г9 = Г8 + Δt = 786,0+22,3 = 808,3;
конец девятого и начало десятого Г10 = Г9 + Δt = 808,3+22,3 = 830,6;
конец десятого Г11 = tmax + 0,1 = 853 + 0,1 = 853,1.
Результаты распределения представлены на Рис.1.
630 653 677 698 720 746 766 786 812 831
653 679 700 723 748 767 788 815 843
|
|
666 693 701 725 748 767 791 820 853
668 694 704 725 748 768 791 823
671 694 705 727 749 768 796 826
696 706 727 750 768 797 826
709 731 750 769 797 827
709 731 753 770 797
711 731 753 772 797
712 732 753 772 799
718 735 755 774 804
736 755 774 804
737 759 775 806
738 762 775 807
738 763 777 808
739 777
740 782
741 782
Рис. 1.
По результатам распределения отказов по интервала вычисляем:
Δn*j – эмпирические частоты – количество отказов, попавших в интервал;
- эмпирические частности;
- эмпирические плотности вероятности.
Результаты представлены в таблице 1.
Таблица 1
Номер интервала j | |||||||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | ||
Границы интервалов начало / конец
| |||||||||||
629,9 652,2 | 652,2 674,5 | 674,5 696,8 | 696,8 719,1 | 719,1 741,4 | 741,4 763,7 | 763,7 786,0 | 786,0 808,3 | 808,3 830,6 | 830,6 853,1 | ||
Середины интервалов tcj | |||||||||||
641,1 | 663,4 | 685,7 | 707,9 | 730,2 | 752,6 | 774,9 | 797,1 | 819,4 | 841,7 | ||
Эмпирические частоты Δn*j | |||||||||||
1 | 5 | 6 | 11 | 18 | 15 | 19 | 15 | 7 | 3 | ||
Эмпирические частности | |||||||||||
0,01 | 0,05 | 0,06 | 0,11 | 0,18 | 0,15 | 0,19 | 0,15 | 0,07 | 0,03 | ||
Эмпирические плотности | |||||||||||
0,0004 | 0,0020 | 0,0027 | 0,0049 | 0,0081 | 0,0067 | 0,0085 | 0,0067 | 0,0031 | 0,0013 |
Рис. 1. Гистограмма количества отказов по интервалам.
Рис. 2. Теоретическая f и эмпирическая f* функции плотности вероятности.
Выравнивание эмпирического распределения. Построение теоретической дифференциальной функции распределения наработок до отказа f ( t ).
Статистическая оценка математического ожидания
Статистическая оценка среднеквадратического отклонения
Исходя из вида гистограммы, а также учитывая физические причины отказов, принимаем в качестве теоретического закона распределения нормальный закон. Считаем что, σ = σ* и Т1 = Т*1.
Теоретическая функция плотности вероятности
Функцию f(t) вычисляем в серединах интервалов. Построение теоретической дифференциальной функции распределения представлено в таблице 2.
|
|
Таблица 2
Номер интервала j | |||||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
tcj – T1 | |||||||||
-111,4 | -89,12 | -66,82 | -44,52 | -22,22 | 0,08 | 22,38 | 44,68 | 66,98 | 89,28 |
( tcj – T1)2 | |||||||||
12414 | 7942 | 4464 | 1982 | 493,7 | 0,0 | 500,9 | 1996 | 4486 | 7970 |
| |||||||||
2,92 | 1,87 | 1,05 | 0,47 | 0,12 | 0,00 | 0,12 | 0,47 | 1,05 | 1,87 |
0,0542 | 0,1549 | 0,3505 | 0,6279 | 0,8905 | 1,0 | 0,8890 | 0,6258 | 0,3487 | 0,1539 |
0,0005 | 0,0013 | 0,0030 | 0,0054 | 0,0077 | 0,0086 | 0,0077 | 0,0054 | 0,0030 | 0,0013 |
Оценка согласованности эмпирических данных с теоретической функцией распределения.
Для определения степени совпадения эмпирических данных с теоретическим законом распределения при числе данных n ≥ 100 используем критерий Пирсона (хи – квадрат).
Определяем меру расхождения эмпирического и теоретического распределений
где Δn*j – эмпирическая частота (Табл. 1.);
Δnj = f(tcj)·n·Δt – теоретическая частота, соответствующая середине j интервала.
Вычисление критерия представлено в таблице 3.
Таблица 3
Номер интервала j | |||||||||
1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
Δnj = f(tcj)·n·Δt | |||||||||
1,04 | 2,99 | 6,76 | 12,11 | 17,17 | 19,28 | 17,14 | 12,06 | 6,72 | 2,97 |
Δnj – Δn*j | |||||||||
0,04 | -2,01 | 0,76 | 1,11 | -0,83 | 4,28 | -1,86 | -2,94 | -0,28 | -0,03 |
(Δnj – Δn*j)2 | |||||||||
0,00 | 4,06 | 0,57 | 1,22 | 0,69 | 18,32 | 3,46 | 8,62 | 0,08 | 0,00 |
(Δnj – Δn*j)2 / Δnj | |||||||||
0,002 | 1,358 | 0,085 | 0,101 | 0,040 | 0,950 | 0,202 | 0,714 | 0,011 | 0,000 |
Вероятность согласия теоретического и эмпирического распределений определяем по таблице 4.
Таблица 4
Вероятность согласия Рс при числе интервалов m = 10 | |||||||||
0,995 | 0,99 | 0,975 | 0,95 | 0,9 | 0,75 | 0,50 | 0,25 | 0,10 | 0,05 |
критерий | |||||||||
1,73 | 2,09 | 2,70 | 3,33 | 4,17 | 5,90 | 8,34 | 11,4 | 14,7 | 16,9 |
При =3,463 вероятность согласия Рс ≈ 0,94.
Дата добавления: 2020-11-15; просмотров: 144; Мы поможем в написании вашей работы! |
Мы поможем в написании ваших работ!