allgosts.ru03. УСЛУГИ. ОРГАНИЗАЦИЯ ФИРМ, УПРАВЛЕНИЕ И КАЧЕСТВО. АДМИНИСТРАЦИЯ. ТРАНСПОРТ. СОЦИОЛОГИЯ.03.120. Качество

ГОСТ 27.502-83 Надежность в технике. Система сбора и обработки информации. Планирование наблюдений

Обозначение:
ГОСТ 27.502-83
Наименование:
Надежность в технике. Система сбора и обработки информации. Планирование наблюдений
Статус:
Отменен
Дата введения:
01.01.1982
Дата отмены:
01.01.1991
Заменен на:
-
Код ОКС:
03.120.01

Текст ГОСТ 27.502-83 Надежность в технике. Система сбора и обработки информации. Планирование наблюдений

>

ГОСУДАРСТВЕННЫЙ СТАНДАРТ СОЮЗА ССР

!гост

НАДЕЖНОСТЬ В ТЕХНИКЕ

СИСТЕМА СБОРА И ОБРАБОТКИ ИНФОРМАЦИИ. ПЛАНИРОВАНИЕ НАБЛЮДЕНИЯ

ГОСТ 27.502-83 (СТ СЭВ 3944-82)

Издание официальное

ГОСУДАРСТВЕННЫЙ КОМИТЕТ СССР ПО СТАНДАРТАМ Москва

РАЗРАБОТАН Государственным комитетом СССР по стандартам ИСПОЛНИТЕЛИ

А. И. Кубарев, канд. техн, наук; И. 3. Аронов, канд. техн, наук; Б. Ф. Хазов, канд. техн, наук; Л. А. Егоров канд. техн, наук; К. К. Лопухов, канд. техн, наук; Э. П. Никитин, канд. техн, наук; Е. И. Бурдасов, канд. техн, наук; В. Ф. Шорохов, канд. техн, наук; Р. В. Кугель, д-р техн, наук (руководители темы); Е. Н. Агафонова; В. А. Суханов, канд. техн, наук; Л. А. Лифшиц; В. Н. Черепанова; М. М. Кузовлев; В. Т. Жигулев, канд. техн, наук; В. Б. Шулвтмков

ВНЕСЕН Государственным комитетом СССР по стандартам

Член Коллегии В. Н. Шахурин

УТВЕРЖДЕН И ВВЕДЕН В ДЕЙСТВИЕ Постановлением Государственного комитета СССР по стандартам от 26 июля 1983 г. № 3482

УДК 002.6:62—192:006.354 Группа Т51

ГОСУДАРСТВЕННЫЙ СТАНДАРТ СОЮЗА ССР

НАДЕЖНОСТЬ В ТЕХНИКЕ


ГОСТ


Система сбора и обработки информации. Планирование наблюдений

Industrial product dependability. System of collecting and processing of information Observation planning

27.502-83


(СТ СЭВ 3944—82)


ОКСТУ 2700


Взамен ГОСТ 17510—79

Постановлением Государственного комитета СССР по стандартам от 26 мюля 1983 г. Н° 3482 срок введения установлен

с 01.07.84

Настоящий стандарт устанавливает методы определения минимального объема наблюдений за новыми и отремонтированными изделиями всех отраслей машиностроения и приборостроения, исследуемыми в условиях эксплуатации.

Настоящий стандарт полностью соответствует СТ СЭВ 3944—82.

1. ОСНОВНЫЕ ПОЛОЖЕНИЯ

  • 1.1. Наблюдения в условиях эксплуатации представляют собой процесс, обеспечивающий получение достоверной информации о надежности наблюдаемых объектов

  • 1.2. Цель планирования наблюдений заключается в определении требуемого объема наблюдений для получения оценок показателей надежности с заданной точностью и достоверностью.

1 3. Планирование наблюдений предусматривает выбор объектов и планов наблюдений, условий эксплуатации, и режимов работы изделий.

  • 1.4. Объектами наблюдений являются однотипные технические объекты (выборка или несколько выборок, проба или несколько проб), не имеющие конструктивных или других различий, изготовленные по единой технологии и эксплуатирующиеся, использующиеся или испытывающиеся в идентичных условиях.

  • 1.5. Выбор места проведения наблюдений должен обеспечивать наиболее характерные условия эксплуатации и режимы работы, предусмотренные стандартами и техническими условиями на конкретный вид продукции

Издание официальное

Стр. 2 ГОСТ 27.502—83

  • 1.6. План наблюдений должен устанавливать число объектов наблюдений, порядок проведения наблюдений и критерии их прекращения.

  • 1.7. Номенклатура объектов наблюдений, режимы работы и условия эксплуатации устанавливаются в техническом задании на проведение сбора информации. Содержание технического задания—по ГОСТ 16468—79.

  • 1.8. Планы наблюдений, параметры, определяющие режим работы и способ их измерения, допустимая погрешность и требуемая достоверность определения оценок показателей надежности устанавливаются в рабочих методиках по сбору и обработке ‘информации.

1 ПЛАНЫ НАБЛЮДЕНИЙ

  • 2.1. Предусмотрено семь планов наблюдений, обозначенных индексами [NUN], [NUr], [NUT], [NRr], [NRT], [AWr], [AWT]».

Характеристики планов проведения наблюдений — по ГОСТ 27.002—83.

  • 2.2. При использовании планов наблюдений [WtW], [Af[/r] и [NUT] отказавшие объекты могут восстанавливаться, но данные об их отказах после восстановления не рассматривают.

  • 2.3. Выбор планов наблюдений зависит от типа объекта, целей наблюдения, оцениваемых показателей надежности, условий эксплуатации с учетом экономической целесообразности и технической необходимости. Рекомендации по применению планов наблюдений приведены в справочном приложении 1.

3. ОПРЕДЕЛЕНИЕ МИНИМАЛЬНОГО ОБЪЕМА НАБЛЮДЕНИЙ

  • 3.1. Под объемом наблюдений следует понимать: число объектов наблюдений N — для плана [NUN];

число объектов наблюдений N и число отказов предельных состояний) наблюдаемых объектов г — для планов [NUr], [АГМГ];

число объектов наблюдений N и продолжительность наблюдений Т — для планов [AWT], [WT] и [АШТ].

  • 3.2. Исходными данными для расчета минимального объема наблюдения для рассматриваемых планов служат:

доверительная вероятность у для оценки соответствующего показателя надежности.

Определение доверительной вероятности — по ГОСТ 15895—77. Доверительную вероятность у выбирают из ряда 0,80; 0,90; 0,95; 0,99.

1 В нормативно-технической документация СЭВ приняты обозначения: T=t

Таблица 1

Число объектов наблюдений N для плана [jVL//V| при распределении ВеЙбулла (экспоненциальном при о*1)

*

т

N при а

0,0

0.7

ол

ол

1.0

М

М

1.3

ЗЛ

3.0

0,05

0,80

50

65

100

150

200

250

315

315

500

650

800

1000

>1000

0,90

100

200

250

400

500

500

650

1000

1000

>1000

>1000

>1000

>1000

0,95

150

250

400

500

650

800

1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

0.99

315

500

800

1000

1000

>1000]

>100^

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

0,10

0,80

13

25

32

50

50

65

100

125

150

200

250

315

400

0,90

32

50

65

100

125

150

200

250

315

400

500

500

1000

0,95

50

80

100

150

200

250

400

500

650

800

800

800

1000

0,99

100

150

200

315

400

500

650

650

800

1000

>1000

>1000

>1000

0,15

0.80

6

10

15

20

25

32

40

50

80

80

125

125

200

0,90

15

25

32

40

65

80

80

125

150

200

250

315

500

0.95

25

40

50

80

100

125

150

200

200

315

400

500

800

0,99

40

65

100

150

200

250

315

400

500

800

1000

0,20

0,80

5

8

10

15

20

20

25

32

40

50

65

80

125

0,90

10

15

20

32

40

40

50

65

80

125

150

200

315

0,95

15

25

32

40

50

80

100

125

ISO

200

250

250

400

0,99

25

40

05

80

125

150

150

200

250

315

400

500

1000

ГОСТ 27ЛОТ—«3 Стр. 3


Стр. 4 ГОСТ 27J02—83

предельная относительная ошибка б оценки соответствующего показателя надежности, представляющая собой меру точности оценки показателя надежности

! = тах(Л^, (1>

где А — оценка показателя надежности;

Лн —нижняя граница одностороннего доверительного Интервала (Лн, оо) при заданной доверительной вероятности у;

Лв — верхняя граница одностороннего доверительного интервала (О, Лв) при заданной доверительной вероятности У

Предельную относительную ошибку б выбирают из ряда. 0,05; 0,10; 0,15; 0,20.

Определение доверительного интервала — по ГОСТ 15895—77.

  • 3.3. Определение объема наблюдений для плана [ATCWJ.

    • 3.3.1. Число объектов наблюдений W при оценке средних показателей надежности (средней наработки до отказа, среднего ресурса, среднего срока службы и т. д.) определяют по табл. 1—3 для распределений Вейбулла (экспоненциального), нормального в логарифмически нормального соответственно.

Таблица 2

Число объектов наблюдений W для плана [NUN] при нормальном распределении

3

7

Л/«при V

0,10

0,15

0,20

0,25

0,30

0,05

0,80

4

6

13

20

25

0,90

8

15

25

40

65

0,95

13

25

40

65

100

0,99

25

50

100

150

200

0,10

0,80

3

5

8

10

0,90

3

5

8

13

15

0,95

5

8

13

20

25

0,99

8

15

25

32

50

0,15

0,80

3

4

5

0,90

3

4

6

8

0,95

3

5

6

10

13

0,99

5

8

13

15

25

0,20

0,80

3

0,90

4

5

6

0,95

4

5

6

8

0,99

4

6

8

10

15

Примечание. Знак <—» означает, что число объектов наблюдений Л^<3.

Таблица 3

Число объектов наблюдений # для плана [NUN] при логарифмически нормальном распределении

а

т

яри я

0,4

0,5

0,6

0,7 ,

0,8

0.9

1,0

0,05

0,80

40

65

100

125

150

200

250

0,90

100

150

250

315

400

500

650

0,95

150

250

400

500

650

800

1666

0,99

315

500

800

>1000

>1000

>1000

>1000

0,10

0,80

10

20

25

32

40

50

65

0,90

25

40

65

80

100

125

150

U,95

40

65

100

125

150

200

250

0,99

80

125

200

250

315

400

500

0,15

0,80

5

8

10

15

20

25

32

0,90

13

20

25

40

50

50

65

0,95

20

32

40

50

80

100

100

0,99

40

50

80

125

150

200

200

0,20

0,80

3

4

6

8

10

15

20

0,90

6

10

15

20

25

32

40

0,95

10

15

25

32

40

50

65

0,99

20

32

50

65

80

100

125

Исходные данные

для расчета:


v;


(на-упределение коэффициента вариации — по ГОСТ 15895—77.

3.3.2. Число объектов наблюдений AZ при оценке гамма-процент-

Г нги/П'эптпялЛ ----- /______ г


предельная относительная ошибка б; доверительная вероятность у;

предполагаемый коэффициент вариации

вид закона распределения исследуемой случайной работки до отказа, ресурса, срока службы и т. д.).

величины


Определение коэффициента вариации

<

них показателей надежности (гамма-процентного ресурса, *гамма-процентпого срока службы) при нормальном распределении определяют по табл. 4. F

Исходные данные для расчета:

предельная относительная ошибка б; доверительная вероятность у;

регламентированная вероятность ;

предполагаемый коэффициент вариации о;

  • 3.3.3. Число объектов наблюдений N при оценке гамма-процентных показателей надежности в случае распределения Вейбул-ла (экспоненциального) и логарифмически-нормальнопэ iron известных значениях б, у, v определяют в следующей последовательности:

задают вспомогательный коэффициент вариации t/(t/<0 4) и число N'\ '

2—995

Твблнаа 4

* ври я

50

80

100

Стр. 6 ГОСТ 27.Я2—W

20

25

50 ВО 125

125

200

250

32

30

65

400

500

500


Чясм обметов вв&аюдеии* N дд« ылп [NUN] при оценке гаммв процектвш поимгывв нвдеживстм


о,п

о.м

100

100

1

При V

Я npi 9

0,»

0,2

0,3

0.4

0,1

од

0,3

0,4

М

0,05

0.80

50

100

230

50

150

315

0,90

80

200

315

80

200

500

20

0,95

100

250

400

25

125

315

500

32

0,10

0,80

13

32

65

15

40

80

0.90

25

40

80

25

65

125

0,95

25

05

125

32

80

200

0.15

0.80

6

10

25

6

10

25

0,90

—-

8

20

40

8

25

65

0.95

13

32

65

15

32

80

0,20

0,80

3

5

13

3

6

20

0,90

4

13

25

5

15

32

0,95

в

15

32

8

20

50


200

315

400


20


Продолжение табл. 4

И—о.вв

—ISL—o.w

■ -I*.—OtW

100

100

too

1

1

N при *

ери®

0.1

0.3

0.»

0.4

м

0.2

0.3

0.4

0.1

0.3

0.3

0.4

0.05

0.80

20

80

315

500

25

150

500

500

32

250

500

500

0.90

25

150

400

500

40

200

500

500

50

400

500

500

0.95

40

200

500

500

50

315

500

500

80

500

500

500

0.10

0.80

20

85

200

32

125

250

65

315

400

0,90

40

125

315

65

200

400

—«

100

500

500

0.95

50

150

400

80

200

500

20

125

500

500

0.80

13

32

80

*

20

85

100

25

150

200

0.90

м

15

50

ISO

*

25

100

250

40

200

315

0.95

25

85

200

32

125

315

25

65

315

500

0.80

6

20

50

(0

32

65

20

80

100

0.90

10

32

80

13

50

100

25

125

200

0.95

13

40

100

20

80

150

15

32

ISO

250

Примечание. Эжак «—> омачаат, что число объектов маблюдемм* <3.

Стр. 8 ГОСТ 27.502—83

по табл. 4 для заданных величин , у, o', N' находят вспомогательное значение б';

по табл. 2 для_заданных величин у, v', Nf находят вспомогательное значение б';

вычисляют предельную относительную ошибку б оценки среднего показателя надежности, соответствующую предельной относительной ошибке б, по формуле


(2)

Для найденного значения б и заданных значений уно для соответствующих законов распределений по табл. 1 и 3 определяют искомое число объектов наблюдений N.

  • 3.3.4. Если по результатам наблюдений за N объектами получен коэффициент вариации больше заданного, то объем наблюдений пересчитывают для найденного коэффициента вариации (пп. 3.3.1— 3:3.3).

  • 3.4. Определение объема наблюдений для плана [#£/<].

    • 3.4.1. Число объектов наблюдений N для оценки гамма-процентных показателей надежности или вероятности безотказной работы P(t) при неизвестном законе распределения определяют по табл. 5.

Исходные данные для расчета: доверительная вероятность у;

регламентированная вероятность или предполагаемое

значение P(t);

установленное число г отказов (предельных состояний).

  • 3.4.2. Число отказов (предельных состояний) г для оценки гамма-процентных показателей надежности или вероятности безотказной работы P(t) определяют по табл. 5 в предположении, что число наблюдаемых объектов N задано.

  • 3.4.3. Если по результатам наблюдений за N объектами получено значение вероятности безотказной работы больше заданного, то число отказов (предельных состояний) г пересчитывают по табл. 5 для найденного значения P(t) и наблюдения продолжают.

  • 3.5. Определение объема наблюдений для плана [NUT].

    • 3.5.1. Число объектов наблюдений N при оценке средних показателей надежности Т для распределений Вейбулла (экспоненциального) и нормального определяют по табл. 6 и 7 соответственно.

Таблица 5


14 ЛОО ш Р(О

т

М при г

0

1

3

3

4

$

е

4

10

25

32

40

60

0,50

0,80

8

10

13

13

20

25

32

40

50

65

80

100

0,90

—*

6,

8

10

13

15

20

25

32

40

50

65

80

100

0.95

—■*

8

10

13

15

20

25

32

40

50

65

80

100

Г25

0,99

6

10

10

13

15

20

20

25

32

50

65

65

80

100

125

0,80

0,80

8

8

13

20

25

32

40

50

65

80

125

150

150

200

0.90

10

10

15

25

32

40

40

50

65

100

125

150

200

0.95

13

13

20

32

40

40

SO

65

80

100

125

150

200

0,99

20

20

25

32

40

50

50

65

80

125

150

150

200

0.90

0.80

15

15

32

40

50

65

80

100

125

200

200

200

__

0.90

20

20

32

50

65

80

80

100

150

200

200

0.95

20

25

40

50

65

80

100

125

150

200

0.99

32

50

80

80

100

125

125

150

200

0.95

0.80

32

32

50

80

100

125

150

150

200

—и-

0.90

50

50

65

100

100

125

150

200

0,95

50

65

80

125

150

200

0,99

65

65

100

150

150

200


ГОСТ 17Л 62-43 Стр. *


Таблица 6


Г»

0,1

0

a~o.ce

a-ojo

в-0,15

1-0,м

N пре |

при I

Л* "И 7

N при 7

0,Ю

0,90

о,%

0,9»

0,80

0,90

0,96

0,99

0,90

9,90

0,96

0.99

0,60

0»90

0,96

0,99

0,7

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>iood

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

0,8

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1006

> 1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

0,9

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

650

>1000

>1000

>1000

315

800

>1000

>1000

1.0

>1000

>1000

>1000

>1000

800

>1000

>1000

>1000

315

800

>1000

>1000

200

500

>1000

1,1

>1000

>1000

>100С

>1000

400

800

>1000

>1000

200

500

650

>1000

125

250

400

800

1.2

800

>1000

>1000

>1000

250

500

800

>1000

150

318

400

650

80

200

250

500

1,5

250

000

800

>1000

100

200

250

400

66

100

150

250

40

80

200

2,0

80

125

150

250

40

65

80

100

25

40

50

65

20

25

<40

50

3,0

25

32

40

65

13

20|

25

32

10

13

20

25

8

13

15

20

0,70

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

1000

1000

>1000

>1000

>1000

>1000

500

>1000

>1000

>1000

0,80

>1000

>1000

>10(Х

>1000

>1000

>100(

1000

1000

400

>1000

>1000

>1000

200

500

>100С

>1000

0,90

>1000

> 1000

> 14ХХ

>1000

500

>100(

>1000

1000

250

650

>1000

>1000

100

315

500

>1000

1,00

>1000

> 1000

>1000

>1000

315

650

>1000

>1000

125

315

500

>1000

80

200

315

650

1,10

650

>1000

>100(

>1000

200

400

650

>1000

80

200

315

500

50

125

200

315

1,20

400

800

>100(

>1000

125

25(

400

650

65

125

200

315

40

80

125

200

1.50

150

250

650

50

10(

125

200

32

65

80

125

20

40

60

80

2,00

65

80

100

150

20

40

50

65

15

25

32

40

10

15

20

32

3.00

20

26

32

40

-

13

20

25

-

15

*—


Стр. Ю ГОСТ 17.512—аз


Продолжение табл. 6

S

9

8=0.08

ft-OJO

Ь-0.16

*=0,20

N при Т

W при т

при т

при т

о,во

0,90

0.»

о,ю

о,во

0.90

о.и

0,99

0.80

0,90

0.96

0.99

0,80

0,90

0,90

0.99

0,5

0,70

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

650

>1000

>1000

>1000

250

>1000

>1000

>1000

0,80

>1000

>1000

>1004

>1000

800

>1000

>1004

>1000

315

800

>1000

>1000

150

400

8О(

>1000

0,90

>1000

>1000

> 1004

>1000

400

>1000

>1000

>1000

150

400

800

1000

80

250

4О(

800

1,00

800

>1000

>1004

>1000

200

500

800>1000

80

200

318

650

50

125

204

400

1,10

400

800

>100(

>1000

125

250

400

650

50

125

200

315

32

65

1<Х

200

1,20

250

500

801

1000

80

200

250

500

40

80

122

200

25

50

84

150

1,50

14X1

200

254

400

44

65

100

150

25

40

65

80

15

25

44

65

2,00

50

65

84

125

24

32

40

62

13

20

25

32

13

24

25

3,00

15

20

32

40

13

15

20

13

0,7

0,70

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

> 1000

>1000

>1000

400

>1000

>1000

> 1000

150

500

>1000

>1000

0,80

>1000

>1000

$1000

>1000

654J

>1000

>1000

>1000

200

650

>1000

>1000

100

250

504

>1000

0.90

>1000

>1000

>1004

>1000

250

650

>1000

>1000

125

315

500

>1000

50

150

254

650

1,00

850

>1000

>1000

>1000

150

400

650

>1000

65

150

250

50С

40

100

151

315

1,10

315

800

>1001

>1000

100

200

315

650

50

100

151

315

32

65

Г4Х

200

1,20

200

400

654

>1000

ел

150

200

4ОС

40

80

121

200

20

50

61

125

1.50

80

150

204

315

32

65

80

125

20

32

54

65

13

25

32

50

2,00

50

65

84

100

15

25

32

50

10

25

32

13

11

25

3,00

15

20

25

32

13

13

20

10

13

10

Примечание. Знак <—> означает, что число объектов наблюдений Л'<3.


ГОСТ 2ЛЯ2—«3 Стр. 1


Таблиц* 7


В

9

»-о.ов

U-0,10

а—0.16

4-0,20

У оря j

Н при 1

У оря т

У яря 7

о.е

М

О.м

•Л

с,9

0,98

0,99

0.8

0.0

0.98

0,99

0.8

0,9

о.м

04М

0,6

0,1

>1000

>1000

>1000

>1000

1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

0,2

>1000

>1000

>1000

>1000

800

>1000

>1000

>1000

400

1000

>1000

>1000

500

800

>1000

0,3

500

1000

>1000

>1000

150

315

100С

65

125

250

500

32

80

125

500

0,7

0.1

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>iood

>1000

>1000

>1000

0,2

400

1000

>1001

>1000

100

25(

50

100

200

25

65

100

200

0,3

260

600

1000

>1000

65

125

МО

25

65

100

200

13

32

65

100

0.8

0,1

600

1000

1000

1000

125

315

500

1000

50

125

200

400

32

80

125

250

0.2

10С

250

401

25

65

100

200

10

25

40

100

15

25

50

0,3

100

250

400

25

65

100

200

13

32

50

100

15

25

50

0,9

0.1

25

65

100

15

25

50

10

20

13

0.2

32

80

124

250

20

32

65

15

32

20

0.3

65j

150

250

500

15

40

65

125

15

25

50

13

32

Примечание. Символ «—» означает, что число объектов наблюдений N<3.


Стр. 12 ГОСТ 2JJ12—<5


Исходные данные для расчета: предельная относительная ошибка б; доверительная вероятность у;

предполагаемый коэффициент вариации о; предполагаемая величина х (отношение продолжительности наблюдения Т к оцениваемому показателю надежности Г);

вид закона распределения исследуемой случайной величины.

Если по результатам наблюдений за W объектами получено значение х меньше заданного, то число N пересчитывают для найденного значения х по табл. 6 и 7 соответственно и наблюдения продолжают.

  • 3.5.2. Продолжительность наблюдений Т вычисляют по формуле

Г=х-7\ (3)

Величину х определяют по табл. 6 и 7 соответственно для распределений Вейбулла и нормального при следующих исходных данных:

предельной относительной ошибке б;

доверительной вероятности у; предполагаемом коэффициенте вариации и;

числе объектов наблюдений N; предполагаемом значении Т.

Значение продолжительности наблюдений Т округляют до ближайшего значения ряда /?70 по ГОСТ 11.001—73.

  • 3.6. Для планов и [NAfr] число отказов г для оценки

средних показателей надежности определяют по табл. 8 в предположении экспоненциального закона распределения.

Таблица 8

Число отказов г для планов |Лг/?г] и [JVAfr]

5

г при т

0,80

0,90

0,95

0,99

0,05

315

650

1000

2500

0,10

80

200

315

650

0,15

50

100

150

315

0,20

25

50

100

200

Исходные данные для расчета; предельная относительная ошибка б; доверительная вероятность у.

  • 3.7. Для плана JWAfr] и неизвестного закона распределения наработок число отказов г при оценке коэффициента готовности определяют по табл. 9.

Стр. 14 ГОСТ 27302—03

Таблица 9

Число отказов г для плана [NMs] для оценки коэффициента готовности

г

1

«Vя01

Г при 9

0,1

0,2

0,3

0,4

0,6

0,8

1,0

0,05

0,80

6

15

05

50

100

200

315

0,90

13

32

65

125

250

400

650

0,95

20

65

125

200

400

800

1000

0,99

40

100

200

400

800

1000

1000

0,10

0,80

4

8

15

32

50

80

0,90

4

Ю

20

32

65

125

200

0,95

6

15

32

50

125

200

315

0.99

10

32

65

100

250

400

659

0.15

0,80

4

6

15

25

40

0,90

5

10

15

32

65

100

0,95

3

8

15

25

50

100

150

0,99

6

15

32

50

125

200

315

0,20

0,80

4

10

15

25

0,90

3

6

10

20

40

65

0,95

5

10

15

32

65

100

0,99

3

Ю

20

32

65

125

200

Продолжение табл. 9

г

7

ов-4),2

г nptt V

0,1

0,2

0,3

0,4

0,6

0,8

1.0

0,05

0,80

15

25

40

65

125

2Q0

315

0,90

32

50

100

150

250

500

800

0,95

50

100

150

250

500

800

«ООО

0,99

100

200

315

500

1000

1000

1000

0,10

0,80

4

6

10

15

32

50

80

0,90

8

15

25

40

80

125

200

0,95

13

25

40

65

125

200

315

0,99

25

50

80

125

250

400

650

0.15

0,80

3

5

8

15

25

40

0,90

4

6

10

20

40

65

100

0,95

6

10

20

32

65

100

150

0,99

13

20

40

65

125

200

315

0.20

0,80

3

5

10

15

25

0,90

4

6

10

20

40

65

0,95

4

6

10

20

40

65

100

0,90

8

п

20

40

80

125

200

Продолжение табл. 9

б

т

17В«Ю,3

Г При V

0,1

0,2

0,3

0,4

0,6

0,8

1.0

0,05

0,80

25

40

50

80

125

200

315

0,90

65

80

125

200

315

500

800

0,95

100

150

200

315

500

800

1000

0,99

200

315

400

650

1000

1000

1000

0,10

0,80

6

10

15

20

40

65

100

0,90

15

25

32

50

80

150

200

0,95

25

40

50

80

150

250

400

0,99

50

80

100

150

250

400

650

0,15

0,80

3

5

6

10

15

32

50

0,90

8

10

15

25

40

65

100

0,95

13

15

25

40

65

100

150

0,99

25

32

50

80

125

200

315

0,20

0,80

3

4

6

10

20

25

0,90

4

6

10

13

25

40

65

0,95

6

10

15

20

40

65

100

0,99

13

20

32

40

80

125

200

Продолжение табл. 9

«

т

VB=°,4

Г при ф

0,1

0,2

0,3

0,4

0,6

0,8

1,0

0,05

0,80

50

65

80

100

150

250

400

0,90

100

125

150

200

315

500

800

0,95

150

200

250

400

650

1000

1000

0,99

315

400

500

800

1000

1000

1000

0,10

0,80

13

15

20

25

40

65

100

0,90

25

32

40

65

100

150

250

0,95

40

50

80

100

150

250

400

0,99

100

125

150

200

315

500

800

0,15

0,80

5

6

8

10

20

32

50

0,90

13

15

20

25

50

80

100

0,95

20

25

32

40

80

125

200

0,99

40

50

65

80

150

250

400

0,20

0,80

3

4

5

6

13

20

32

0,90

6

8

13

15

25

40

65

0,95

10

13

20

25

40

65

100

0,99

25

32

40

50

80

150

200

Стр. 16 ГОСТ 27302—83

Продолжение табл. 9

1

т

св=0,6

г при V

0,1

0,2

0,3

0,4

0,6

0,8

1,0

0,05

0,80

100

125

125

150

200

315

400

0,90

250

250

315

400

500

650

1000

0,95

400

400

500

650

800

1000

1000

0,99

800

800

1000

1000

1000

1000

1000

0,10

0,80

25

25

32

40

50

80

100

0,90

65

65

80

100

125

200

250

0,95

100

100

125

150

200

315

400

0,99

200

200

250

315

400

650

800

0,15

0,80

10

13

15

20

25

40

50

0,90

25

32

32

40

65

80

125

0,95

40

50

50

65

100

150

200

0.99

80

100

125

150

200

315

400

0,20

0,80

6

8

8

10

15

20

32

0,90

15

15

20

25

40

50

80

0,95

25

25

32

40

65

80

125

0,99

50

50

65

80

125

150

250

Продолжение табл. 9

7

vB=0,8

г при V

0,1

0,2

0,3

0,4

0,6

0,8

1,0

0,05

0,80

150

200

200

250

315

400

500

0,90

400

400

500

500

650

800

1000

0,95

650

650

800

800

1000

1000

1000

0,99

1000

1000

1000

1000

1000

1000

1000

0,10

0,80

40

50

50

65

80

100

125

0,90

100

100

125

150

150

250

315

0,95

150

200

200

200

315

400

500

0,99

315

400

400

400

400

800

1000

0,15

0,80

20

20

20

25

32

40

65

0,90

40

50

50

65

80

100

150

0,95

80

80

80

100

125

150

250

0,99

150

150

200

200

250

315

500

0,20

0,80

10

13

13

15

20

25

32

0,90

25

25

32

40

50

65

80

0,95

40

40

50

65

80

100

150

0,99

80

100

100

125

150

200

250

Продолжение табл, 9

в

т

ов = 1,0

Г При V

0,1

0,2

0,3

0,4

0,6

0,8

1,0

0,05

0,80

250

315

315

315

400

500

650

0,90

650

650

650

800

1000

>1000

>1000

0,95

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

0,99

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

>1000

0,10

0,80

65

65

80

80

100

125

150

0,90

150

150

200

200

250

315

400

0,95

250

250

315

315

400

500

650

0,99

500

500

500

650

800

1000

>1000

0,15

0,80

32

32

32

40

40

50

65

0,90

65

80

80

80

100

125

150

0,95

125

125

125

150

200

250

250

0,99

250

250

250

315

315

400

500

0,20

0,80

15

20

20

20

25

32

40

0,90

40

40

50

50

65

80

100

0,95

65

65

80

80

100

125

150

0,99

125

150

150

150

200

250

315

Примечание. Знак <—» означает, что число отказов г<3.

Исходные данные для расчета:

предельная относительная ошибка 6; доверительная вероятность у;

предполагаемый коэффициент вариации v распределения наработок между отказами;

предполагаемый коэффициент вариации и, распределения времени восстановления.

Если по результатам наблюдений за объектами получен коэффициент вариации v (при ов) больше заданного, то число отказов г пересчитывают по табл. 9 для найденного коэффициента вариации и наблюдения продолжают.

  • 3.8. Для планов и [NMT] продолжительность наблю

дений Т при оценке средних показателей надежности Т вычисляют по формуле

Величину х определяют по табл. 10 в предположении экспоненциального распределения.

Исходные данные для расчета: предельная относительная ошибка б; доверительная вероятность у;

Стр. 18 ГОСТ 27Л02—43

Значения Я для планов [М?Т] и [WAIT]

Таблица 10

* пря т

г

0,80

0,90

0,9К

0,99

0,05

331

684

1052

2625

0,10

88

217

346

714

0,15

56

114

170

358

0,20

29

59

116

232

Численное значение продолжительности наблюдений Т округляют до ближайшего значения ряда R70 по ГОСТ 11.001—73.

  • 3.9. Формулы для определения минимального объема наблюдений приведены в справочном приложении 2. Примеры определения минимального объема наблюдений приведены в справочном приложении 3.

ПРИЛОЖЕНИЕ 1 Справочное

Рекомендации по применению планов наблюдений

Плав ■аблюденмй

Показатель вадежвостж

Распределение случайной величавы

[AWJV]

Средняя наработка до отказа, средний ресурс, средний срок службы, гамма-процентный ресурс, гамма-процентный срок службы, вероятность безотказной работы

Вейбулла, экспоненциальное, нормальное, лога рифмийескя нормальное

fflUr]

Гамма-процентный ресурс, гаммапроцентный срок службы, вероятность безотказной работы

Неизвестное

[NUT]

Средняя наработка до отказа, средний ресурс, средний срок службы

Вейбулла, экспоненциальное, нормальное

(ММ {ЛЮТ]

Средняя наработка до отказа

Экспоненциальное

№Мг]

Средняя наработка на отказ Коэффициент готовности

Неизвестное

ItfJWT]

Средняя наработка на отказ

Экспоненциальное

Стр. 20 ГОСТ 27J02—83

ПРИЛОЖЕНИЕ 2 Справочное

Формулы для определения минимального объема наблюдений

1. Минимальный объем наблюдений для оценки средних показателей надежности Т определяется по формулам таблицы.

План наблюдений

Распределение случайной величины

Формулы для расчета

[NUH]

Экспоненциальное

--=ь+Е

X?-, (2^

гДе X —квантиль распреде

ления с 2N степенями свободы, соответствующая вероятности 1—у

Вейбулла

— = (0 + 1)\ Х?_, (2W)

где Ъ —- параметр формы

Нормальное

T7(N-1) _ 8

V~N v

где Т7 (N-—1) —квантиль распределения Стьюдента с N—1 степенями свободы» соответствующая вероятности у

Логарифмически нормальное

J?=ln(tAH)[l+ ];

где С/т — квантиль нормального распределения, соответствующая вероятности у

[NUT]

Вейбулла

ИМ* 1

План ааблюденай

Распределение случайной величины

Формулы для расчета

Нормальное

Л^в ( *Т )

1—X k=----

V

где /э(*)

— табулированная функция

и

Экспоненциальное

--~---=*+’■

Х?-^)

где X?— 7(2г) — квантиль х2 распределения с 2г степенями свободы, соответствующая вероятности 1—у

Формулы таблицы получены по методу обращения доверительных интервалов. Например, при плане для средней наработки до отказа в случае экс

поненциального распределения верхнюю границу одностороннего доверительного интервала в соответствии с ГОСТ 27.503—ЗН вычисляют по формуле

2NA

Л= X?_7(2N) ’

В соответствии с формулой п. 3.2 настоящего стандарта

— А X?_T(2N)

1--А-------’

откуда

-5------= »+ I-

X?T(2N)

  • 2. Минимальный объем наблюдений для оценки гамма-процентных показателей надежности при плане [AWr] вычисляют по формулам:

Л1== 2(r+ 1), Л3 = 2(ЛГ-г),

где f ть fh) — квантиль ^-распределения с а £3 степенями свободы, соответствующая вероятности у.

Стр. 22 ГОСТ 27.501—S3

  • 3. Минимальный объем наблюдений для оценки коэффициента готовности Кг при плане [#Мг] вычисляют по формуле

г=(т)1(8+i>,v’+

  • 4. Для планов [#/?7] и [#Л47] формула приведена в п 3 8 настоящего стандарта.

ПРИЛОЖЕНИЕ 3 Справочное

Примеры определения объема наблюдений

Пример 1. Для плана наблюдений [NUN] определить число N объектов на. блюдений, чтобы с доверительной вероятностью у=0,90 предельная относительная ошибка в определении среднего ресурса не превышала 0,10.

Ресурс распределен нормально с коэффициентом вариации о=0,20.

Решение. По табл. 2 для и=0,20, у=0,90 и б—ОДО находим #=8

По результатам наблюдений- за 8 объектами получен коэффициент вариации о, равный 0,30.

В соответствии с п. 3.3.4 определяем дополнительный объем наблюдений. Для о=0,30, у=0,90 и 6=0,10 по табд. 2 находим #=15. Следовательно, под наблюдение необходимо дополнительно поставить 7 объектов.

Пример 2. Для плана наблюдений [NUN] определить число N объектов наблюдений, чтобы с доверительной вероятностью у=0,90 предельная относительная ошибка б в определении 80 % ресурса не превышала 0,10. Ресурс имеет распределение Вейбулла с коэффициентом вариации о-0,5.

Решение. Число N объектов наблюдений определяем в соответствии с п. 3 3.3. Задаемся произвольным вспомогательным значением коэффициента вариация o'—ОДО и числом #'=15. Для заданных величин у%/100=0,80; о'=0,30; #'=15 в у—0,90 по табл. 4 находим вспомогательное значение б'=0,20.

Для заданных величия о'—0,30; #'—15 и у=0,90 по табл. 2 находим вспомогательное значение 6'=0,10.

Определяем относительную ошибку б, соответствующую заданной относительной ошибке 6=0,10;

Для найденного значения 6=0,05 и заданных у=0,90 и и=0,5 по табл. 1 на-кодям #=200.

Пример 3. Для плана наблюдений [#£/г] определить число N объектов наблюдений, чтобы с доверительной вероятностью у=0,80 определить 90 %-ный ре-суре объектов. Установленное число г предельных состояний равно 5.

V %

Решение. По табл. 5 настоящего стандарта для —=0,90; у=0,80 и г=5

1

находим #=65.

Пример 4. Для плана наблюдений [NUT] определить продолжительность наблюдений Т за 25 объектами, чтобы с доверительной вероятностью у=0,95 предельная относительная ошибка б в определении средней наработки до отказа не превышала 0,15. Наработка до отказа распределена нормально с коэффициентом вариации о=0,2; предполагаемое значение средней наработки до отказа Г-400 ч.

Решение. В соответствии с п 3 4 2 продолжительность Т наблюдений равна Т~иТ.

Для заданных Af=25; у=0,95; 6=0,15 и о=0,2 по табл. 7 находим х=0.9. Тогда 7=0,9-400= 360 ч.

Полученное значение Т в соответствии с ГОСТ Н.001—73 округляем до ближайшего значения Г=400 ч.

Пример 5. Для плана наблюдений ^AfrJ определить число отказов г, чтобы с доверительной вероятностью у=0,90 предельная относительная ошибка б в определении средней наработки на отказ не превышала 0,20.

Решение. По табл. 8 для у—0,90 и 6=0,20 находим г=50

Пример 8. Для плана наблюдений [ALMr] определить число отказов г, чтобы с доверительной вероятностью у=0,80 предельная относительная ошибка 6 в определении коэффициента готовности не превышала 0,10. Коэффициент вариации распределения наработок между отказами равен 0,4; коэффициент вариации распределения времени восстановления равен 0,6.

Ретеине» По табл. 9 для у=0,80, 6=0,10, о=0,4 и ив = 0,6 находим г=40.

Пример 7. Для плана [ЛГАГ7] .определить продолжительность наблюдений за 10 объектами, чтобы с доверительной вероятностью у=0,90 предельная относительная ошибка 6 в определении средней наработки на отказ не превышала 0,15-Поток отказов предполагается простейшим, предполагаемое значение средней наработки на отказ 7*= 100.

Решение. В соответствии с п. 38 продолжительность наблюдений равна

Для заданных у=0,90 и 6=0,15 по табл. 10 находим х— 114 Тогда

114 - 100

10


= 1140


Полученное значение Т в соответствии с ГОСТ 11.001—73 округляем до ближайшего значения 7=1250 ч

Редактор Р. С, Федорова Технический редактор Н. П. Замолодчикова Корректор Б. А Мурадов

Сдано в наб. 01 09 S3

1.35 уч -изд л


Подл


к печ. 22 02 84

Тир 40000


1,5 п л


1.75 усл кр -отт. Цена 5 кеш.


Ордена «Знак Почета» Издательство стандартов. 123840. Москва. ГСП, НовопрескекскиЙ яер . 3

Тип «Московский печатник». Москва. Лялин пер.. 6. Зак. 995