WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 || 3 |

Но как известно, существуют три стадии эксплуатации объекта: приработка, нормальная эксплуатация и износ (старение). И в зависимости от стадии эксплуатации изменяются характеристики надежности оборудования и способы их расчета. И это подтверждается на практике, когда интенсивность потока отказов имеет самые произвольные зависимости от времени. Вызвано это может быть старением элементов оборудования. Наличие у параметра потока отказов зависимостей, отличных от константы, можно отождествить с присутствием в потоке отказов областей-«сгустков» и областей-«разрежений» отказов. Первые области приводят к тому, что за достаточно короткий промежуток времени среднее число отказов получает приращение, значительно превосходящее среднестатистическое на предыдущем этапе. Если же в потоке отказов есть «разрежения», то есть сравнительно долгий промежуток времени отказов не наблюдается, то интенсивность уменьшается до нуля. Следовательно, по параметру потока отказов или по ведущей функции восстановления можно судить о том, насколько имеющийся поток отказов однороден.

Эти вероятностные характеристики являются своеобразными индикаторами наличия в потоке неоднородностей.

Оценивание характеристик надежности в предположении независимости и одинакового распределения наработок до отказа, в ситуации, когда это предположение не выполняется, может приводить к серьезным ошибкам.

Неоднородность будет определяться нормализующей функцией потока (НФП) (t), которая позволит в ситуации неоднородного потока перейти к однородному. НФП должна быть дифференцируемой, монотонно возрастающей на [0;) и равна 0 при t=0.

В §3.3 диссертации представлен новый алгоритм построения нормализующей функции потока отказов, применяя которую к гипотетическому однородному потоку отказов, можно получить близкий к «реальному» поток и наоборот. График параметра потока отказов (ППО) по мере увеличения времени сглаживается и постепенно становится близким к константе. Наличие на начальном этапе таких сгущений (разрежений) вызвано высокой (соответственно низкой) вероятностью отказа на данном временном интервале, по сравнению с соседними интервалами. Наиболее вероятный интервал времени, которому принадлежит первый отказ короче соответствующих интервалов следующих отказов. Чем дальше мы двигаемся по временной оси, тем более не определяемыми становятся моменты отказов. Поток отказов представляет собой данные об отказах одной системы, с учетом того, что восстановление происходит мгновенно ввиду малости времени восстановления по сравнению со временем работы системы. В результате мы имеем упорядоченный массив моментов отказов: 1,,...

Выражая момент отказа k через времена между отказами, естестk венно получается, что =, где i – наработка системы до i-го откаk i i=за. В случае обычного потока отказов все i – НОР случайные величины.

Также предполагая, что все i – НОР случайные величины допустим, что k ;.

= = = (k );k = 1,2,...

k i i=Тогда, i-я наработка между отказами.

= i -i-1 = (i )- (i-1) i Для оценивания нормализующей функции потока t можно пред( ) ложить следующий алгоритм. Необходимо найти такое преобразование -1 t потока отказов, которое приводило бы его почти к идеальному ( ) простейшему потоку отказов. А в простейшем потоке отказов количество отказов на интервале длины имеет пуассоновский закон:

k ( ) = k = e-.

( ) k! Если на оси ординат построить такое разбиение, чтобы длина каждого интервала была бы хотя бы приблизительно пропорциональна числу отказов, тогда мы получим поток отказов очень близкий к пуассоновскому потоку отказов, т.к. для пуассоновского процесса среднее число восстановлений, равно числу восстановлений деленное на длину интервала.

y y Предположим, что на оси ординат есть s интервалов 1,..., s, y = ;, при этом 0 = 0, в которые попало 1,...,s наблюде) j j-1 j ний, при этом = n. Пусть длина интервала y = A + B, т.е.

jj i j = Ai + B, где B = 0 при n. И пусть y =1, () j j n i=1- Bs тогда A + B = An + Bs = 1. Следовательно, A =. Если в () j n эксплуатационных данных будут присутствовать подряд идущие интервалы с нулевой частотой, то их необходимо объединить в один интервал, при этом потери информации не произойдет.

После такой группировки определим функцию -1 t. Пусть ось ( ) абсцисс разбивают интервалы x = ;, при этом 0 = 0. Тогда ) j j-1 j y j t - + ; t x ( ) j-1 j-1 j x j -1 t =, ( ) t ; t > s s j где = Ai + B.

() j i=Нижняя функция – средний прогноз поведения потока отказов на будущее.

y j ; t x j - j ( ) x t = ; t > s s x j t - + ; t y ( ) j-1 j-1 j t = ( ) y j s t; t > В этом случае можно считать, что мы имеем дело с простейшим потоком отказов (на оси ординат) с интенсивностью j =, где m – число объектов, формирующих данmA A + B m () j ный поток отказов.

Таким образом, в третьей главе:

1. Подробно проанализированы соотношения для определения единичных показателей надежности оборудования АКРБ по выборочным данным.

2. В качестве непараметрического метода обработки данных в главе описан метод ядерных оценок. Он хорошо себя проявляет при наличии цензурирования в выборках.

3. Проанализирована природа возникновения неоднородных потоков отказов АКРБ. Представлен метод оценивания показателей надежности для неоднородного потока отказов.

4. Разработан новый алгоритм построения нормализующей функции потока отказов АКРБ.

В четвертой главе выполнено сравнение показателей надежности, вычисленные классическими методами и новым методом, описанными в главе 3. Для примера применим методы расчета для блока УДГБ-05, входящего в состав оборудования АКРБ Балаковской АЭС.

Параметр потока отказов 0,0,0,0,0,0,0,t(лет) Рис. 1. Зависимость от времени параметра потока отказов УДГБ-05 ЭББалаковской АЭС, рассчитанного методом ядерных оценок Плотность распределения 6 наработки до первого отказа Плотность распределения наработки до второго отказа Плотность распределения наработки до третьего отказа Плотность распределения наработки до четвертого отказа Плотность распределения предельной наработки до 0 0,5 1 1,5 2 2,5 отказа t(лет) Рис. 2. Плотность распределения УДГБ-05 на ЭБ 1 Балаковской АЭС, рассчитанная в предположении неоднородного потока отказов f(t) Функция распределения наработки до первого отказа 0,0,Функция распределения 0,наработки до второго отказа 0,0,5 Функция распределения наработки до третьего отказа 0,0,Функция распределения 0,наработки до четвертого отказа 0,Функция распределения предельной наработки до 0 0,5 1 1,5 2 2,5 отказа t(лет) Рис. 3. Функция распределения УДГБ-05 на ЭБ 1 Балаковской АЭС, рассчитанная в предположении неоднородного потока отказов Устройство детектирования УДГБ-05 предназначено для измерения объемной бета активности паровоздушной смеси. Общее количество отказов за период с 1986-1996 гг. УДГБ-05 на ЭБ 1 равно – 72.

На рисунках 1-2 представлены характеристики надежности, вычисленные методом ядерных оценок и методом оценки при неоднородном потоке отказов по данным об отказах УДГБ-05 ЭБ 1 Балаковской АЭС. В результате расчета классическим методом получены оценка (1,87E-04 1/ч), а также значения верхней (4,32E-04 1/ч) и нижней (6,87E-05 1/ч) границы.

В §4.4 в предположении неоднородного потока отказов определен коэффициент готовности. Для его определения использовался метод предложенный сотрудником кафедры АСУ ИАТЭ Волниковым И.С.

k Пусть = (отк) T ) – поток отказов по причине ава( k (отк) i i=рий и профилактик без учета восстановлений, а k = (восст) [(ав)i{i < T}+(пр)i{i T}] – поток восста k (восст) i=новлений аварийных и профилактических в зависимости от того, по причине чего был отказ, T – параметр, отвечающий за период профилактики.

Обозначим через i = i T(= min{i,T}) и i =(ав)i{i < T}+(пр)i{i T}, тогда k k = (отк) ; = (восст). (4) k (отк) i k (восст.) i i =1 i= F(t) Время проведения k-той профилактики вычисляется по формуле:

k-1 k- = (отк) + T - (отк). (5) (проф)k i i i=1 i=Таким образом, при неоднородных потоках время профилактики не будет жестко регламентированным, а будет изменяться согласно функции (отк), будет зависеть от предыстории отказов и, естественно, параметра T.

Значение асимптотического коэффициента готовности K* определяется согласно следующему выражению:

-K*(t,T ) ~ [1+ (t) (T )], (6) t F (T ) + (1 - F (T )). (7) (T) ( ав ) (пр ) где (T) = = T (T) (1 - F (t))dt В предположении, что i распределены по закону Пуассона, то интервалы между отказами распределены по экспоненциальному закону.

Подставляя в выражение (7) значение экспоненциальной функции распределения получим:

(ав) (T ) = (пр) +. (8) T -e Таблица 1. Значения коэффициента готовности УДГБ-05 УДЖГ-Интенсивность отказов (1/ч) 0,000187 0,Коэффициент готовности 0,99888 0,Таблица 2. Зависимость периодов профилактик от периодов эксплуатации Момент времени (ч) УДЖГ14-Р1 УДЖГ-76 2109 380 1764 760 1333 1140 903 1520 472 В § 4.5 диссертации использован стоимостной подход определения ЗИП, который представлен в работах А.В Антонова, А.В. Пляскина и В.А.

Чепурко. Введем обозначения z – стоимость пополнения единицы оборудования, для которого проводится оптимизация ЗИП, q – потери, связан ные с отказом элемента, b – затраты на ремонт элемента через, a – затраты на замену отказавшего элемента.

В соответствии с методом предполагается, что если состав ЗИП исчерпан и произошел отказ основного элемента, то необходимо перевести систему в неработоспособное состояние. В этом случае будем иметь потери, связанные профилактическим обслуживанием системы в размере g.

Для начала нового цикла работы необходимо восстановить ЗИП в первоначальном объеме.

Средняя стоимость затрат:

ttt n C(t) = q + q Pk,1(u)du + a µ Pk,0 (u)du + b Pk -1,1(u)du + (9) k = tt + g P0,1(u)du + nz P0,0 (u)du, Среднее значение Zср числа запасных однотипных элементов, расходуемых за время эксплуатации Тэ, определяется как математическое ожидание случайной величины Z:

i Tэ i Zcp = Zi e- Tэ = i Tэ, (10) i Zi! Z = где: i = Zi mi – параметр потока отказов (замен) элементов i-го типа; mi – количество элементов i-го типа; Zi – интенсивность отказов (замен) элементов i-го типа.

р Гарантированное число Z запасных элементов i-го типа с вероятностью определяется по формуле:

i i=Z p Zcpi -Zcpi i! i= (11) = e.

Данная методика расчета гарантирующего запаса применена для устройств АКРБ ЭБ 1 Балаковской АЭС. Сведения о данных расчета приведены в таблице 3.

Таблица 3. Зависимость необходимого количества ЗИП от периода эксплуатации Наименование Интенсивность Кол-во бло- Период эксплуатации, лет блока отказов, 1/ч ков, шт.

3 5 УДЖГ-14Р1 7,60E-05 4 12 19 УДПГ-03Р 1,11E-04 12 44 70 УДГБ-05 1,87E-04 18 103 167 УБПБ-03 1,94E-04 3 21 33 УДЖГ-04 6,57E-05 3 8 13 Для расчета характеристик надежности АКРБ разработано программное обеспечение, предназначенное для обработки данных об эксплуатации оборудования АКРБ и расчет характеристик надежности.

В заключение четвертой главы можно сделать следующие выводы:

1. Выполнен расчет характеристик надежности по эксплуатационным данным для отдельных типов устройств АКРБ Балаковской АЭС, для которых статистика отказов за время эксплуатации в течении 11 лет весьма представительна.

2. Вычисление характеристик надежности произведено как по устройствам отдельной АКРБ, так и по устройствам для всей АКРБ в целом.

Данные расчета ППО (1/ч) для некоторых блоков АКРБ Балаковской АЭС приведены в табл. 4, 5.

Таблица 4. Расчет для АКРБ ЭБ 1 за период наблюдений 11 лет Кол. Кол. Известные методы Неодн. Ядерная Наим.

Блоков отказов (формулы 1-3) поток оценка УДЖГ-14Р1 23 169 3,54E-05 7,60E-05 1,69E-04 7,60E-05 7,63E-УДГБ-05 4 72 6,87E-05 1,87E-04 4,32E-04 1,88E-04 1,87E-УДЖГ-04 3 19 1,51E-05 6,57E-05 1,78E-04 6,59E-05 8,76E-Таблица 5. Расчет для АКРБ всех ЭБ за период наблюдений 11 лет Кол. Кол. Известные методы Неодн. Ядерная Наим.

блоков отказов (формулы 1-3) поток оценка УДЖГ-14Р1 92 531 5,04E-05 8,19E-05 1,37E-04 6,00E-05 5,99E-УДГБ-05 16 149 4,68E-05 1,11E-04 2,55E-04 9,71E-05 9,65E-УДЖГ-04 12 54 1,33E-05 5,39E-05 1,52E-04 4,70E-05 5,71E-3. В результате исследования оказалось, что оценки интенсивности отказов, полученные с использованием оценки по выборкам, метода ядерных оценок и метода неоднородного потока отказов, отличаются незначительно.

4. Большой интерес представляет собой сравнение полученных характеристик надежности устройств АКРБ с расчетными при проектировании. Полученные характеристики надежности отдельных устройств позволяют выполнить сравнение с расчетными паспортными данными. Так, у УДГБ-05 средняя наработка на отказ по паспорту составляет 40000 ч, т.е.

интенсивность отказа составляет 25*10-6 1/ч, а рассчитанные в диссертации оценки (средние значения) интенсивности отказов колеблются от до 188 *10-6 1/ч т.е. интенсивность по эксплуатационным данным существенно (3-7 раз) ниже, чем при проектировании.

5. Следует отметить, что в силу отмеченных в третьей главе особенностей статистических данных многолетней эксплуатации АКРБ, даже при весьма представительном общем числе отказов, результаты обработки эксплуатационных данных для Балаковской АЭС не гарантируют достоверного описания неизвестных показателей или закономерностей. Эти результаты необходимо рассматривать только лишь как более-менее удачную аппроксимацию соответствующих характеристик.

6. В главе представлен метод расчета коэффициента готовности для неоднородного потока отказов и способ определения периодов профилактик. Используя данный метод, были получены значения коэффициента готовности и соответствующие ему периоды профилактики.

7. Рассчитаны количественные оценки ЗИП методом гарантирующего запаса, а также используя стоимостной метод для отдельных блоков и устройств АКРБ. Использовались модель гарантирующего запаса и стоимостная модель расчета ЗИП.

8. Разработана информационная система, учитывающая особенности оборудования АКРБ, которая позволяет как производить ввод информации об эксплуатации блоков, устройств АКРБ, так и производить расчет показателей надежности этого оборудования.

Заключение 1. Действительные значения характеристик надежности таких структурно сложных объектов, какими являются системы АКРБ, существенно отличаются от рассчитанных на стадиях проектирования. Значения характеристик надежности оборудования АКРБ, рассчитанные на этапе проектирования, не только отличаются от расчетных, но и изменяются с течением времени. Они имеют свои особенности для одних и тех же типов объектов, эксплуатируемых в различных условиях, претерпевают колебания, зависящие от времени и характера выполняемых на объекте работ.

Pages:     | 1 || 3 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.