РОЗРАХУНКИ НАДІЙНОСТІЕЛЕКТРОННОЇ АПАРАТУРИ (ЕА)
1. Аналітичний методрозрахунку надійності
Під розрахунком надійності розумітимемо визначеннячислових значень показників за будь-якими вихідними даними. У зв’язку ізвключенням кількісних показників надійності у технічні вимоги на апаратурувиникла необхідність не тільки теоретичної, а й практичної перевірки виконанняцих вимог за статистичними даними. Вирішення цієї задачі потребує розробкивизначених математичних методів, а також проведення ряду організаційних заходівпо збиранню статистичних даних у процесі експлуатації.
Розрізняють аналітичні методи розрахунків припроектуванні апаратури і розрахунки надійності за статистичними даними,отриманими у процесі експлуатації або випробовування.
Загальні вимоги до надійності ЕА встановлюються зурахуванням призначення, умов експлуатації та наслідків відмов апаратури. Підчас розробки завдання на проектування у технічне завдання (ТЗ) зазвичайвключають такі питання:
— перелік показників надійності;
— кількісні значення показників надійності;
— терміни розрахунків показників надійності на етапіпроектування;
— методика, умови та місце випробовувань апаратури нанадійність;
— точність оцінки результатів випробовувань нанадійність.
Складна радіоелектронна апаратура, в тому числі йпобутова, складається з окремих блоків, модулів, елементів, від надійності якихзалежить реалізація встановлених параметрів надійності РЕА в цілому. Отже,необхідно розподілити вимоги до надійності окремих частин апаратури, виходячи ззагальних вимог до надійності РЕА в цілому.
Ймовірність безвідмовної роботи системи за час t:
/> (1)
де qc – ймовірність відмови системи(апаратури);
qi – ймовірність відмови модуля (блока);
N – кількість модулів (блоків).
Під час розгляду методів розрахунку надійностівважатимемо, що ніяких попередніх заходів з її підвищення не вжито, елементи,які використовуються, типові і з’єднані між собою послідовно.
Залежність між ймовірністю безвідмовної роботиелемента та інтенсивністю його відмов при розподілі часу безвідмовної роботи задовільним законом визначається виразом:
/>(2)
Ймовірність безвідмовної роботи апаратури зпослідовним з’єднанням елементів за надійністю можна показати у вигляді добуткуймовірностей безвідмовної роботи її елементів:
/> (3)
Замінивши Pi(t) його значенням зпопереднього рівняння, запишемо:
/> (4)
Позначивши:
/>
отримаємо:
/> (5)
Як правило, будь-яка апаратура складається з великоїкількості груп різних елементів, які мають приблизно однакову надійність. Тодідля апаратури, яка має k груп елементів, отримаємо інтенсивність відмов:
/>
де Ni – кількість елементів у групі.
Підставивши отриманий вираз у формулу (5), маємо:
/> (6)
В окремому випадку, коли інтенсивність відмов можнавважати постійною в часі, тобто для експоненціального закону:
/>
/> (7)
Таким чином, ми отримали формулу ймовірностібезвідмовної роботи апаратури при експоненціальному законі розподілуінтенсивності відмов.
Важливою властивістю експоненціального закону є те, щоймовірність безвідмовної роботи протягом заданого проміжку часу t не залежитьвід того, скільки часу прилад працював до того.
Середній час роботи до першої відмови (абонапрацювання на відмову), показники ремонтопридатності та готовності мирозглядали у попередніх лекціях.
При розрахунках показників ремонтопридатності іготовності середня тривалість поточного ремонту зазвичай береться з досвідуексплуатації раніше створених аналогічних радіоелектронних засобів.
Таким чином, для аналітичного розрахунку надійностінеобхідно розподілити вимоги за надійністю окремих вузлів, блоків, виходячи іззагальних вимог до надійності пристрою в цілому; мати дані про інтенсивностівідмов елементів, закон розподілу відмов та середній час поточного ремонту.
/>2.Розрахунки надійності за статистичними даними
Для оцінки надійності за статистичними даниминеобхідна велика робота щодо правильного та об’єктивного збирання цих даних.Обсяг інформації, яка має бути зібрана, визначається метою оцінки,особливостями апаратури та умовами її експлуатації. Для визначення кількіснихпоказників надійності та виявлення найбільш надійних елементів під час збираннястатистичних даних необхідно отримати:
— відомості про блок, вузол, елемент, які відмовили,та їх виробників;
— відомості про час настання відмови;
— відомості про причину відмови;
— відомості про інтенсивність відмов окремихелементів, блоків апаратури в цілому;
— відомості про час ремонту на місці, у майстерні; часпростою.
При розрахунку надійності за статистичними даними длякожного типу апаратури складається таблиця потоку відмов. За результатами цієїтаблиці будується варіаційний ряд напрацювання даного пристрою. При великійкількості спостережень (декілька сотень) варіаційний ряд перестає бути зручноюформою запису статистичного матеріалу. Для додання йому більшої компактності інаочності ряд піддається додатковій обробці.
Для цього весь діапазон зафіксованих значень відмоврозподіляється на інтервали часу Δti і підраховується кількістьвідмов ni, які припадають на кожен і — й інтервал. Отрималистатистичний ряд.
За даними статистичного ряду будуються гістограми дляоцінки показників надійності. На рис. 1 як приклад наведена гістограмаймовірності безвідмовної роботи апаратури P(t):
/>
Рисунок 1 – Гістограма ймовірності безвідмовної роботиапаратури
У подальшому побудовані гістограми апроксимуютьсякривою, за виглядом якої можна орієнтовно встановити закон розподілу відмовшляхом порівняння з відповідними теоретичними кривими. Основною особливістюоцінки надійності за статистичними даними є обмеженість статистичногоматеріалу, якого недостатньо для точного визначення експлуатаційних показників.
Слід підкреслити, що будь-яке значення шуканогопоказника, обчисленого на основі обмеженої кількості дослідів, завжди міститимеелементи випадковості. Таке наближене, випадкове значення показника називаютьоцінкою показника.
Позначимо оцінку параметра символом />. Щодо оцінки /> параметра v, висуваєтьсяряд вимог, яким вона має задовольняти.
По-перше, оцінка /> призбільшенні кількості дослідів п має наближатися до параметра v. Оцінка, що маєтакі властивості, називається обґрунтованою.
По-друге, бажано, щоб оцінка /> не мала систематичноїпомилки, тобто, щоб була виконана умова:
/>
Оцінка, яка задовольняє наведеній умові, при якій їїматематичне сподівання дорівнює параметру, який вона оцінює, називаєтьсянезсуненою.
По-третє, вибрана незсунена оцінка повинна матипорівняно з іншими оцінками найменшу дисперсію, тобто:
/>
Оцінка, яка має такі властивості, називаєтьсяефективною. На практиці часто потрібно не тільки знайти статистичне математичнесподівання /> і дисперсію />для параметра v, а йоцінити їх точність та надійність. Потрібно знати, до яких помилок можепризвести заміна параметра v його точковою оцінкою /> із якою мірою впевненості можна очікувати, що ці помилки не вийдуть за певнумежу.
Для характеристики точності та надійності оцінки /> користуються так званимдовірчим інтервалом і довірчою ймовірністю. Нехай для параметра v отримана з пдослідів незсунена оцінка />.Оцінімо ймовірність, при якій допущена помилка не перевищить деякої величиниε. Позначимо цю ймовірність:
/> (8)
Це є ймовірність того, що справжнє (дійсне) значення vміститиметься в межах />
Ймовірність Р(ε) називається довірчоюймовірністю, межі (границі) />довірчимимежами (границями), інтервали Іε=/>±ε– довірчими інтервалами.
Довірчий інтервал характеризує точність отриманогорезультату, а довірча ймовірність – його надійність.
2.1 Довірчий інтервал при нормальномурозподілі
Нехай величина Х розподілена за нормальним законом зпараметрами Мх і σх. Розглянемо питання прознаходження довірчих границь для математичного сподівання.
Потрібно знайти ймовірність нерівності:
/>(9)
Якби закон розподілу /> буввідомим, то знаходження ймовірності нерівності (9) не викликало б складнощів.Проте закон розподілу оцінки /> залежитьвід розподілу величини Х та її невідомих параметрів Мх і σх.
Нам відомо, що величина Х розподілена за нормальнимзаконом, але зважаючи на те, що параметри Мх і σхцього закону невідомі, скористуватися цим законом розподілу неможливо.
Щоб обійти це ускладнення, введемо замість випадковоївеличини /> іншу випадкову величину Тт:
/> (10)
де /> (11)
п – кількість спостережень;
/> –статистична дисперсія величини Х.
В математичній статистиці доведено, що випадковавеличина Тт підкоряється так званому закону Стьюдента:
/>(12)
де Г(п/2) – гамма – функція;
п – кількість спостережень.
З рівняння (12) видно, що розподіл Стьюдента незалежить від параметрів Мх і σх величини Х, азалежить тільки від аргументу t і кількості спостережень п.
Розподіл Стьюдента дозволяє знайти ймовірністьнерівності />Для цього задамосядовільним позитивним числом ta і знайдемо ймовірність влученнявеличини Тт на відрізок (-ta, ta):
/> (13)
Підставимо в ліву частину цієї формули замість Ттйого значення з формули (10) і отримаємо:
/> (14)
/> (15)
де />–довірча ймовірність;
/>
ta – квантиль розподілу Стьюдента длявибраної ймовірності P(ε) та кількості ступенів свободи r=n-1.
Функція ta табульована. За допомогою такоїтабульованої функції можна вирішувати практичні задачі з оцінки точностіматематичного спадкування.
Довічний інтервал знаходиться так:
1. Задамося довірчою ймовірністю P(ε). ЗазвичайP(ε)=0,9; 0,95; 0,98; 0,99.
2. Знаходимо величину σm за формулою(11).
3. Визначаємо кількість ступенів свободи r=n-1.
За відомими r та P(ε) знаходимо за таблицями [1]величину ta.
5. Помноживши ta на σm,знаходимо ε= ta∙σm – половину довжинидовірчого інтервалу.
6. Знаходимо довірчий інтервал />
2.2 Довірчий інтервал приекспоненціальному розподілі
При експоненціальному законі розподілу відмов оцінкипараметрів λ і напрацювання до відмови То відповіднодорівнюють:
/> (16)
де tΣ – сумарне напрацювання;
n – кількість відмов в інтервалі tΣ.
Для неремонтованих елементів сумарне напрацювання:
/> (17)
де tі – час справної роботи і — гоелемента, який відмовив;
N – кількість елементів (приладів);
tв – час випробовувань;
n – кількість елементів (приладів), що відмовили.
Для ремонтованих елементів сумарне напрацювання:
/> (18)
Для випадку, коли випробовування проводяться до тихпір, поки не відмовлять всі елементи (прилади), які поставили навипробовування, сумарне напрацювання:
/> (19)
Довірчий інтервал для інтенсивності відмов λ заекспоненціальним розподілом знаходиться з допомогою квантилів розподілу χ2,в яких параметрами є довірча ймовірність та кількість ступенів свободи r.
Нижня λн і верхня λвграниці інтенсивності відмов знаходяться як:
/> (20)
де />/>. (21)
У формулах (21) />квантилірозподілу χ2 при кількості ступенів свободи r=2n.
Значення коефіцієнтів r1 і r2табульовані для різних ймовірностей Р(ε) і кількості елементів, щовідмовили n.
Враховуючи, що за експоненціальним розподілом /> отримаємо:
/>/>(22)
На практиці часто потребується отримати в процесівипробування інтенсивність відмов з помилкою, яка б не перебільшувала задану. Вцьому випадку при плануванні випробовувань потрібно визначити кількість відмовп, кількість екземплярів апаратури N, яку поставили на випробовування, сумарненапрацювання апаратури tΣ та довжину етапу випробовувань tв.
Якщо задана гранична помилка виражена у відсотках ідорівнює ξо, то:
/>/>
/> (23)
Для експоненціального розподілу часу безвідмовноїроботи:
/>
Тоді, при заданій ймовірності Р(/>) і rξ=r1визначимо кількість відмов п, яку необхідно отримати в процесі випробовувань.Об’єм вибірки за виразом (18). Результати випробовувань вважаються позитивними,якщо:
/>/>
/> (24)
2.3 Довірчий інтервал при розподіліПуассона
надійність електроапаратураекспоненціальний
Довірчі границі у випадку розподілу Пуассонаобчислюється за формулами :
/>;/> (25)
де а – параметр розподілу Пуассона (математичнесподівання кількості відмов); а = λt;
n – кількість відмов, які виникли в процесівипробовування;
коефіцієнти r1 і r2 визначаютьсяза формулою (21).
Довірчий інтервал для інтенсивності відмов прирозподілі Пуассона знаходиться так:
1. Задаємосядовірчою ймовірністю Р(ε).
2. Зазаданими значеннями п та Р(ε) знаходимо коефіцієнти r1 і r2.
3. Розраховуємоза формулою (25) значення ан та ав параметрів розподілуПуассона.
4. Зазаданим сумарним напрацюванням tΣ знаходимо довірчі границі дляλ:
/>/>
3. Критерії згоди
Між статистичним розподілом та теоретичною кривою напрактиці завжди є розбіжності. При цьому потрібно переконатися, викликані цірозбіжності тільки випадковими обставинами, які пов’язані з обмеженою кількістюспостережень, або вони є істотні і пов’язані з тим, що вибрана крива погановирівнює даний статистичний розподіл. Отже, виникає питання про узгодженнятеоретичного і статистичного розподілів. Перевірка такої узгодженостіздійснюється за критеріями згоди. Критеріями, які найбільш використовуються, єкритерій Колмогорова та критерій χ2 Пірсона.
3.1 Критерій Колмогорова
При застосуванні критерію згоди Колмогорова як західрозбіжності між теоретичним і статистичним розподілом розглядається максимальнезначення модуля різниці між теоретичною та експоненціальною функціямирозподілу.
На рис. 2 наведені теоретична та експоненціальнафункції розподілу F(t).
/>
/>
Рисунок 2 – Функції розподілу F(t)
На підставі цього критерію експериментальний розподілузгоджується з вибраним теоретичним, якщо виконується умова:
/>, (26)
де />найбільшевідхилення теоретичної кривої від експоненціальної;
п – загальна кількість експоненціальних даних.
Недоліком критерію Колмогорова є те, що він потребуєпопереднього знання теоретичного розподілу, тобто його можна використовуватитільки тоді, коли відомі не тільки вигляд функції розподілу F(t), її параметриМt і σt. Такий випадок дуже рідко зустрічається напрактиці. Якщо все ж використовувати цей критерій у тих випадках, колипараметри теоретичного розподілу знаходяться за статистичними даними, токритерій дає явно завищені значення, що може привести до невірних висновків.
3.2 Критерій Пірсона χ2
Критерій χ2 Пірсона не потребуєпобудови самого закону розподілу. Достатньо тільки задатися загальним виглядомфункції F(t), а кількісні значення параметрів, які входять до цієї функції,визначаються за даними експерименту.
Припустимо, що виникло п відмов і, отже, маємо ряднапрацювання То1, То2, То3, … Топпристрою. Потрібно перевірити гіпотезу про те, що статистичний розподілнапрацювання апарата узгоджується з якимось відомим законом.
Розбиваємо вісь часу (від 0 до ∞) на kінтервалів Δt[(0,t1), (t1, t2)…(tk-2,tk-1), (tk-1, ∞)]. Розраховуємо теоретичнуймовірність Рі потрапляння в і-й інтервал при одному досліді.Підрахуємо кількість пі напрацювання, які попали в і-й інтервал.
Тоді при перевірці такого узгодження з використаннямкритерію χ2 Пірсона вираховується ймовірність:
/> (27)
де /> – мірарозбіжності;
χ2 – функція щільності розподілу, якарозраховується за формулою для всіх k інтервалів:
/>, (28)
Де п – загальна кількість відмов; пі –кількість відмов в і- му інтервалі; Рі – ймовірність потрапляннявідмов в і-й інтервал; k – кількість інтервалів статистичного ряду.
Функція розбіжності Кr(U) запишеться як:
/> (29)
де />кількістьступенів свободи розподілу.
Для розподілу χ2 складені спеціальнітаблиці, користуючись якими можна для кожного значення χ2 такількості ступенів свободи r знайти ймовірність /> Якщоймовірність /> то слід вважати невдалимвибраний теоретичний розподіл. У протилежному випадку вважається, що вибранийтеоретичний розподіл узгоджується з експериментальним і може бути прийнятим.
Схема застосування критерію χ2 заоцінкою узгодження теоретичного та статистичного розподілу:
- визначаєтьсяχ2 за формулою (28);
- знаходитьсякількість ступенів свободи />
- зазнайденою величиною r та χ2 за таблицями визначаємо ймовірність/>;
- якщо /> гіпотеза відкидається якнеправдоподібна, при /> гіпотезу можнавизнати такою, яка не суперечлива дослідним даним.
4. Контроль надійності
Контроль надійності має своєю метою перевіритигіпотезу про те, що надійність не нижче встановленого рівня. При цьому кінцевимрезультатом, як правило, є одне з двох рішень: прийняти партію, вважаючинадійність апаратури задовільною, або забракувати контрольовану партіюапаратури як ненадійну. Оскільки контроль надійності проводиться на основівипробовувань визначеної вибірки, то під час прийняття рішення можливі два видипомилок:
— помилка першого роду – коли добра партія бракується;
— помилка другого роду – коли погана партіяприймається.
Ймовірність помилки першого роду називається ризикомвиробника, позначимо її літерою α .
Ймовірність помилки другого роду називається ризикомспоживача, позначимо її літерою β.
Існують три основних методи контролю надійності:
— метод одноразової вибірки (одинокий контроль);
— метод дворазової вибірки (подвійний контроль);
— метод послідовного аналізу.
Кожен з цих методів має свої переваги і недоліки таможе бути використаний у тому або іншому конкретному випадку. Найбільшерозповсюдження в практиці контролю надійності отримали одинокий та методпослідовного аналізу. Це пояснюється тим, що метод подвійного контролю потребуєбільшого часу контролю та більш складних розрахунків. Цей метод ми розглядатимемо.
Найбільш економічним методом контролю надійності єпослідовний. Метод послідовного контролю надійності застосовується на стадіяхтехнічного проекту або робочої конструкторської документації дослідного зразкавиробу. А тому при випробовуванні дослідного зразка апаратури переваганадається методу послідовного аналізу. Метод же одноразової вибіркивикористовується під час випробовування серійних зразків.
Сукупність умов випробовування контрольних апаратів іправил прийняття рішень називається планом контролю.
Під сукупністю умов випробування розуміються умовибракування і приймання, задані значення α та β, обсяг випробовуваньтощо. Правила прийняття рішень визначаються методами контролю.
4.1 Метод одноразової вибірки
Метод одноразової вибірки полягає в тому, що зконтрольної партії обсягу No виробів береться одна випадкова вибіркаобсягу N екземплярів. Потім виходячи з вибраних No, N, α абоβ, встановлюється оціночний норматив no. При контролі кількостідефектних апаратів партія визначається надійною, якщо кількість дефектнихапаратів ( кількість відмов) nk менше або дорівнює no,тобто:
/> (30)
де no – оціночний норматив.
Якщо nk >no,то партія вибраковується. Якщо контролювати середнє напрацювання навідмову /> (контроль щодонапрацювання), то необхідно так встановити сумарний час випробовувань tΣ(сумарне напрацювання виробів на вибірки N) та оціночний норматив Тк,щоб забезпечувати задані ризики α і β.
Оціночний норматив встановлюється таким чином, що при:
/> (31)
результати випробовувань оцінюються як задовільні, апри:
/> (32)
результати випробовувань оцінюються як незадовільні(партія бракується).
Тривалість етапу випробовувань tв приобраному обсязі вибірки N буде:
/> (33)
У подальшому розглядатимемо тільки контроль щодонапрацювання.
Позначимо ймовірність відмови апаратури за час tв,за який вона визначається надійною, через q1, а ймовірність відмови,при якій апаратура бракується, через q2.
Середнє напрацювання на відмову надійної партіїпозначимо через То1, а ненадійної партії – через То2.Крім того, введемо позначення:
/>і/> (34)
Для контролю надійності методом одноразової вибіркипід час виконання умов N≤0,1No і q1≤0,1 можнакористуватися розподілом Пуассона, тоді:
/> (35)
/> (36)
де /> – ризиквиробника, близький до заданого α;
/>ризикспоживача, близький до за даного β.
/>/>/> (37)
Знайдемо співвідношення:
/> (38)
Для контролю надійності, основаного на розподіліПуассон. За допомогою цих таблиць за заданими N, α, β, То1і То2 можна визначити тривалість tв, значення α1і γ1, оціночні нормативи no і Tk. Прицьому можна визначити обсяг вибірки N, якщо задані α, β, q1і q2.
В таблицях немає значення α2 і γ2,але при α=β їх можна визначити з виразів:
/>/>
4.2 Метод послідовного аналізу
Послідовний метод контролю не передбачає попередньогообсягу вибірки. Інформація про надійність апаратів, які випробовуються,накопичується при послідовному, зростаючому обсязі випробовувань. Послідовнийконтроль надійності за напрацюванням здійснюється у відповідності з правилами:
— партія приймається, якщо сумарний час випробувань:
/> (39)
— партія бракується, якщо :
/> (40)
— випробування продовжуються, якщо:
/> (41)
де nk – кількість відмов у робочих точкахграфіка послідовного контролю напрацювання;
tk – час контролю k – ї точки;
/> (42)
/> (43)
/> (44)
/>/> (45)
To1 – напрацювання на відмову надійноїпартії;
To2 – напрацювання на відмову ненадійноїпартії.
Наведемо графік контролю за методом послідовногоаналізу (рис. 3).
/>
1. Зона Б – приймається рішення про бракування партії;
2. Зона ПВ – приймається рішення про продовженнявимірювання;
3. Зона П – приймається рішення про приймання партії.
Рисунок 3 – Графік послідовного аналізу
Робочими точками графіка є:
/>Перша/>/>
Друга/>/> (46)
Третя/>/>
Якщо α=β, то />тобторизик виробника дорівнює ризику споживача, то і час однаковий.
Прямі nБ і nП поділяють площинуна три зони:
— зона Б – приймається рішення про бракування партії;
— зона ПВ – приймається рішення про продовженнявимірювання;
— зона П – приймається рішення про приймання партії.
З рівнянь (39) і (40) видно, що прямі nБ іnП завжди паралельні, оскільки їх кутові коефіцієнти однакові ідорівнюють nk tk.
Для контролю за методом послідовного аналізу необхіднона побудованому графіку відкладати дослідні точки, отримані у процесівипробовувань. Коли дослідні точки мають вийти з зони продовження випробовувань(ПВ), випробовування закінчується. На рис. 3 точками зображений випадок, коливипробовування закінчились прийманням партії апаратури.
Наведемо алгоритм дії методу послідовного аналізу.
1. При заданих значеннях α, β, То1і То2 знаходимо коефіцієнти А і В.
2. За формулами (42), (43) та (44) знаходимо часнапрацювання t1, t2 і tk.
3. За формулами (39) і (40) знаходимо сумарний часнапрацювання апаратури.
Складемо таблицю значень nk, tΣпрі tΣбр.
Таблиця 1 – Значення сумарного часу випробувань
nk 1 2 3 4 — - k
tΣпр — -
tΣбр — -
5. Будуємо графік за допомогою цієї таблиці зурахуванням формули (46).
— />/>
— />/>
— />/>
6. Ухвалюємо рішення про приймання або бракуванняпартії апаратури.
5. Випробовування за оцінкоюнадійності
Підвищення якості, комфортних характеристик і функціональнихможливостей побутової ЕА, яка розробляється, призводить до зростання їїскладності, отже, до збільшення вимог щодо надійності апаратури. Високанадійність побутової ЕА є одним з основних показників її якості.
Вимоги до надійності побутової ЕА викладені втехнічних умовах (ТУ). Нормованим показником безвідмовності є напрацювання навідмову То. Випробовуванням на надійність підлягають апаратидослідної партії, установчих серій і серійного виробництва. Випробовування нанадійність приладів дослідної партії (зразків) проводить підприємство-розробникза участю заводу-виробника.
У табл. 2, 3 і 4 наведені вимоги щодо безвідмовностірізних видів ПЕА згідно з ГОСТ – 21317 – 87.
Таблиця 2 – Вимоги щодо безвідмовності телевізорівВид телевізора
Напрацювання на відмову То, год Стаціонарних Переносних Телевізори кольорового зображення 10200 8000 Телевізори чорно-білого зображення 11250 8650
Таблиця 3 – Вимоги щодо безвідмовності магнітофонівВид магнітофона
Напрацювання на відмову То, год
при групі складності 0 і 1 2; 3 і 4 Магнітофони 5000 4200 Відеомагнітофони 5000
/>
Таблиця 4 – Вимоги щодо безвідмовності радіоприймачівВид радіоприймача
Напрацювання на відмову То, год
при групі складності 1 2 3; 4 Стаціонарний 11000 9150 5500 4500 Переносний 9150 9150 5500 4500 Автомобільний 7800 6800 4500
/>
У процесі випробовувань щодо надійності апаратівдослідного зразка (партії) оцінюють безвідмовність і ремонтопридатність.
Як показник безвідмовності апаратури приймаєтьсянапрацювання на відмову То. Як показник ремонтопридатності апаратуриприймається середня оперативна тривалість поточного ремонту />.
Випробовування щодо надійності апаратів установочнихсерій та серійного виробництва здійснює підприємство-виробник не рідше двохразів протягом першого року випуску, а в подальшому – один раз на рік.
Під час планування випробовувань на безвідмовність заоцінкою середнього напрацювання на відмову То приймають ризиквиготовлювача α і ризик споживача однаковими та рівними 0,1 – 0,2.
Випробовування дослідних партій телевізорів набезвідмовність проводять за методом зрізаного послідовного контролю.
Випробовування телевізорів установочної серії тасерійного виробництва, а також випробовування радіоприймачів, магнітофонів івідеомагнітофонів проводять за методом одноразової вибірки, обсяг вибірки прицьому N=50 шт. Оцінку середнього напрацювання на відмову Топроводять за результатами електропрогону. Довжина електропрогону береться:
— для магнітофонів та відеомагнітофонів – 500 год;
— для радіоприймальної апаратури – 750 год;
— для дослідних зразків телевізорів – 750 год;
— для телевізорів серійного виробництва при То≤7500 год довжина прогону -1500год; при То>7500 год – 2250год.
На початку і в кінці кожного циклу електропрогону неменше 5 разів перевіряється працездатність усіх органів управління такінематичних вузлів. Крім того, обов’язково проводиться перевірка роботикожного апарата при різних рівнях гучності.
Електропрогін радіоприймальної апаратури, де є трактиамплітудної і частотної модуляції, 70% часу слід проводити по трактуамплітудної та 30% по тракту частотної модуляції.
Для автомобільно-переносних приймачів 70% часу електропрогонуслід проводити в автомобільному режимі і 30% – у переносному режимі.
Випробовування на безвідмовність магнітофонівздійснюють за програмою 50 год. і 100 год. випробовуваних циклів.
Кожен випробовуваний цикл має передбачити:
— напрацювання за максимальною, номінальною тамінімальною напругою живлення;
— напрацювання в контрольованих функціональних режимах(відтворення не менше, ніж 50% циклу, запис не менше, ніж 25% циклу, іншірежими – не більше 25%).
Випробовування відеомагнітофонів здійснюють з 10-годиннимициклами напрацювання. Після кожних 10 годин електропрогону відеомагнітофонвимикають не менше, ніж на одну годину. Електропрогін телевізорів здійснюютьпри подачі на вхід відповідних випробовуваних сигналів.
Для кольорових – сигнал кольорового зображення.
Протягом 7-годинного циклу подається напруга живленнятакої послідовності:
— номінальна напруга – 3 год. 25 хв.;
— мінімально припустима напруга – 1 год. 10 хв.;
— максимально припустима напруга – 2 год. 15 хв..
При цьому передбачається відключення телевізора на 5хв. після 3 год. 25 хв. та 4 год. 40 хв. роботи, а після 7 год. роботи – на 1год.
Під час електропрогону візуально перевіряють якістьзвучання та зображення на екрані телевізора, стійкість синхронізації, роботуорганів управління, автоматичне включення каналу кольору.
Після закінчення електропрогону в телевізорахперевіряють:
— чутливість каналів зображення та звуку;
— нелінійні спотворення растра по вертикалі ігоризонталі;
— нестабільність розмірів зображення від зміни напругиживлення;
— роздільна здатність по вертикалі і горизонталі;
— похибка зведення променів;
— збереження стійкості кольорової синхронізації тощо.
Основними документами під час проведення випробовуваньза надійністю є державні стандарти, технічні умови, програма та методикивипробовувань.
Звітною документацією при проведенні випробовувань єжурнали обліку результатів випробовувань за надійністю, протоколи випробовуваньабо звіти про надійність.