Национальный стандарт РФ ГОСТ Р 51901.16-2005 (МЭК 61164:1995) "Менеджмент риска. Повышение надежности. Статистические критерии и методы оценки" (утв. приказом Федерального агентства по техническому регулированию и метрологии от 30 сентября 2005 г. N 235-ст)

Национальный стандарт РФ ГОСТ Р 51901.16-2005 (МЭК 61164:1995)
"Менеджмент риска. Повышение надежности. Статистические критерии и методы оценки"
(утв. приказом Федерального агентства по техническому регулированию и метрологии от 30 сентября 2005 г. N 235-ст)

 

Risk management. Reliability growth. Statistical test and estimation methods

 

Дата введения - 1 января 2006 г.

Введен впервые

ГАРАНТ:

Приказом Росстандарта от 12 сентября 2017 г. N 1059-ст взамен настоящего ГОСТа с 1 декабря 2018 г. введен в действие ГОСТ Р 51901.16-2017 (МЭК 61164:2004) "Менеджмент риска. Повышение надежности. Статистические критерии и методы оценки"

Предисловие

 

Цели и принципы стандартизации в Российской Федерации установлены Федеральным законом от 27 декабря 2002 г. N 184-ФЗ "О техническом регулировании", а правила применения национальных стандартов Российской Федерации - ГОСТ Р 1.0-2004 "Стандартизация в Российской Федерации. Основные положения"

 

Введение

 

Настоящий стандарт относится к комплексу стандартов, распространяющихся на менеджмент риска, и в части методов анализа риска развивает и дополняет ГОСТ Р 51901-2002 "Управление надежностью. Анализ риска технологических систем". Приведенные в стандарте методы могут быть применены для оценки вероятностных характеристик технических систем (далее - система) на этапе анализа и оценки риска. Стандарт описывает степенную модель повышения надежности и соответствующую модель прогнозирования и дает поэтапное руководство для их использования. Существует несколько моделей повышения надежности, однако степенная модель является одной из наиболее широко используемых. Настоящий стандарт устанавливает процедуры оценки некоторых или всех характеристик повышения надежности. Приведенные в стандарте методы в качестве исходных данных используют наработки до отказов системы и время завершения испытаний, если оно не совпадает со временем последнего отказа. Предполагается, что сбор исходных данных для построения модели начинается после завершения всех предварительных тестов по стабилизации начальной интенсивности отказов системы.

В отличие от применяемого международного стандарта в настоящий стандарт не включены ссылки на МЭК 60050 (191):1990 "Международный электротехнический словарь. Глава 191. Надежность и качество обслуживания", МЭК 60605-1:1978 "Испытания на надежность оборудования. Часть 1. Общие требования", МЭК 60605-4:1986 "Испытания на надежность оборудования. Часть 4. Процедуры определения точечных оценок и доверительных границ по результатам определительных испытаний на надежность" и МЭК 60605-6:1986 "Испытания на надежность оборудования. Часть 6. Тесты для проверки предположения о постоянстве интенсивности отказов", которые нецелесообразно использовать в национальном стандарте из-за отсутствия принятых гармонизированных национальных стандартов. В соответствии с этим изменено содержание разделов 3 и 7.

 

1 Область применения

 

Настоящий стандарт описывает модели и количественные методы оценки повышения надежности, основанные на данных об отказах системы, полученных в соответствии с программой повышения надежности. Эти процедуры позволяют определять точечные оценки, доверительные интервалы и проверять гипотезы для характеристик повышения надежности системы.

 

2 Нормативные ссылки

 

В настоящем стандарте использованы нормативные ссылки на следующий стандарт:

ГОСТ Р 51901.6-2005 (МЭК 61014:2003) Менеджмент риска. Программы повышения надежности (МЭК 61014:2003 "Программы повышения надежности", MOD)

 

Примечание - При пользовании настоящим стандартом целесообразно проверить действие ссылочного стандарта в информационной системе общего пользования - на официальном сайте национального органа Российской Федерации по стандартизации в сети "Интернет" или по ежегодно издаваемому информационному указателю "Национальные стандарты", который опубликован по состоянию на 1 января текущего года, и по соответствующим ежемесячно издаваемым информационным указателям, опубликованным в текущем году. Если ссылочный стандарт заменен (изменен), то при пользовании настоящим стандартом следует руководствоваться замененным (измененным) стандартом. Если ссылочный стандарт отменен без замены, то положение, в котором дана ссылка на него, применяется в части, не затрагивающей эту ссылку.

 

3 Термины и определения

 

В настоящем стандарте применены термины по ГОСТ Р 51901.6, а также следующие термины с соответствующими определениями:

3.1 отсроченная модификация (delayed modification): Корректирующие изменения, которые введены в систему после окончания испытаний.

 

Примечание - Отсроченную модификацию не проводят в процессе испытаний.

3.2 коэффициент эффективности улучшения (improvement effectiveness factor): Доля интенсивности отказов системы, на которую она уменьшилась в результате корректирующей модификации.

3.3 испытания типа I (type I test): Испытания, которые заканчиваются в заранее определенное время, или испытания, для которых данные об отказах могут быть получены в течение времени, не зависящего от отказов.

 

Примечание - Испытания типа I иногда называют испытаниями с ограниченным временем.

3.4 испытания типа II (type II test): Испытания на повышение надежности, которые заканчиваются после накопления указанного количества отказов, или испытания, данные которых могут быть получены в течение времени, заканчивающегося отказом.

 

Примечание - Испытания типа II иногда называют испытаниями с ограниченным количеством отказов.

 

4 Обозначения

 

В настоящем стандарте использованы следующие обозначения:

 

,

- параметры масштаба и формы для степенной модели;

CV

- критические значения для проверки гипотез;

d

- количество интервалов для анализа сгруппированных данных;

, ,

- индивидуальные коэффициенты эффективности улучшения и их среднее;

J

- количество различных типов наблюдаемых отказов категории В;

i, j

- универсальные индексы;

- количество отказов категории А;

- количество отказов категории В;

- количество наблюдаемых отказов i-го типа категории В; ;

M

- параметр статистического критерия Крамера-Мизеса;

N

- количество отказов;

- количество отказов в i-м интервале;

N(T)

- накопленное количество отказов до истечения времени испытаний Т;

E[N(T)]

- математическое ожидание накопленного количества отказов до истечения времени Т;

t(i -1); t(i)

- границы i-го интервала времени испытаний для сгруппированных данных;

Т

- время испытаний;

наработка до i-го отказа;

- общая продолжительность испытаний типа II;

- общая продолжительность испытаний типа I;

- квантиль -распределения с степенями свободы уровня ;

- общее обозначение для параметра потока отказов;

- квантиль стандартного нормального распределения уровня ;

- прогнозируемый параметр потока отказов;

z(T)

- параметр потока отказов в момент времени Т;

- текущее значение среднего времени между отказами;

- прогнозируемая средняя наработка между отказами.

 

5 Степенная модель

 

В статистических процедурах для степенной модели повышения надежности в качестве исходных данных используют отказы и наработки в процессе испытаний. За исключением метода прогнозирования (см. 7.6), модель применяют к общей совокупности отказов [см. ГОСТ Р 51901.6, рисунок 2, характеристика (3)] без подразделения на категории.

Основные уравнения для степенной модели приведены в настоящем разделе, а теоретическая информация о модели приведена в приложении В.

Математическое ожидание общего количества отказов до истечения времени испытаний дописывается степенной функцией:

 

Е[N(Т)] = , >0, >0, T>0,

(1)

 

где - параметр масштаба;

- параметр формы (функция общей эффективности улучшения соответствует: повышению надежности, если 0 < < 1; сохранению надежности, если = 1; снижению надежности, если > 1).

Параметр потока отказов в момент времени T дописывается уравнением

 

, где Т > 0.

(2)

 

Таким образом, оба параметра и влияют на параметр потока отказов. Уравнение (2) представляет собой угол наклона касательной N(Т) к оси T в момент времени Т [см. ГОСТ Р 51901.6, рисунок 6].

Значение среднего времени между отказами по истечении времени испытаний T описывается уравнением

 

.

(3)

 

В 7.1 и 7.2 приведены оценки максимального правдоподобия для параметров и . В 7.3 приведены критерии согласия для модели, а в 7.4 и 7.5 - процедуры определения доверительного интервала. Применение модели для прогноза повышения надежности описано в 7.6.

Модель имеет следующие характерные особенности:

- модель проста для определения оценок;

- если параметры были оценены по прошлым программам, это - удобный инструмент для планирования будущих программ, использующих аналогичные условия испытаний и такие же коэффициенты эффективности улучшения (см. раздел 5 и ГОСТ Р 51901.6, раздел 6);

- иногда модель дает нереальные значения [например, (T) = в момент времени Т = 0, (T) стремится к нулю при T, стремящемся к бесконечности], однако эти ограничения не влияют на практическое использование модели;

- модель является относительно инертной и нечувствительной к увеличению надежности сразу после корректирующей модификации и может давать заниженную (пессимистическую) оценку , если только не используется для прогнозирования (см. 7.6);

- обычный метод оценки предполагает, что известно точное значение наблюдаемых наработок, но возможен альтернативный подход, когда отказы сгруппированы в пределах известного интервала времени (см. 7.2.2).

 

6 Использование модели для планирования программ улучшения надежности

 

В качестве исходных данных для процедур, описанных в 6.3 ГОСТ Р 51901.6, используют две величины, определяемые с помощью моделей повышения надежности:

- общее время испытаний в часах, необходимое для выполнения целей программы;

- математическое ожидание количества отказов за это время (общее время испытаний в часах, необходимое для выполнения целей программы).

Время испытаний затем должно быть преобразовано в календарное время с запланированным временем испытаний в неделю или месяц с учетом ожидаемого полного времени простоя (см. ниже) и других непредвиденных обстоятельств, а количество отказов увеличено с учетом появления посторонних отказов и прогноза полного времени простоя.

В качестве исходных данных могут быть использованы параметры модели, оцененные по предыдущим программам, отобранные с учетом будущего применения для испытаний подобных элементов, испытательной среды, процедур управления и других существенных факторов.

 

7 Статистические методы оценки и проверки гипотез

 

7.1 Краткий обзор

В процедурах по 7.2 используют данные об отказах системы в процессе программы испытаний для оценки повышения надежности и оценки надежности системы в конце испытаний. Оцениваемое повышение надежности является результатом корректирующих модификаций, введенных в систему в процессе испытаний. Процедуры, рассматриваемые в 7.2.1, предполагают, что наработка для каждого отказа известна. В 7.2.2 рассмотрена ситуация, когда фактическое время отказа неизвестно, а отказы сгруппированы в интервалы времени.

Для испытаний типа I с ограниченным временем и испытаний типа II с ограниченным количеством отказов используют разные формулы (см. 7.2.1).

После процедур, описанных в 7.2.1 и 7.2.2, должны быть применены соответствующие критерии согласия (см. 7.3).

В 7.6 рассмотрена ситуация, когда корректирующие модификации введены в систему после окончания испытаний как отсроченные модификации. Метод прогнозирования позволяет оценить надежность системы после этих корректирующих модификаций.

7.2 Проверка гипотез о повышении надежности и оценка параметров

7.2.1 Случай 1 - известны наработки для каждого отказа

Метод применяют только в том случае, если наработку регистрируют для каждого отказа.

Шаг 1: Исключают посторонние отказы (см. 7.1 ГОСТ Р 51901.6 и/или другие соответствующие методы).

Шаг 2: Составляют набор данных о наработках. Для испытаний типа II необходимо также учитывать время завершения испытаний.

Шаг 3: Вычисляют тестовую статистику U:

 

для испытаний типа I;

(4)

 

для испытаний типа II,

(5)

 

где N - общее количество отказов;

Т* - общая продолжительность испытаний типа I;

- общая продолжительность испытаний типа II;

- наработка до i-го отказа.

 

В соответствии с гипотезой о постоянстве надежности (моменты отказов соответствуют гомогенному процессу Пуассона), статистика U подчиняется стандартному нормальному распределению со средним 0 и стандартным отклонением 1. Статистика U может быть использована для проверки гипотезы о наличии положительного или отрицательного изменения надежности независимо от модели повышения надежности.

Двусторонний критерий для положительного или отрицательного изменения с уровнем значимости имеет критические значения и , где - квантиль стандартного нормального распределения уровня .

Если или , то принимают решение о положительном или отрицательном изменении надежности соответственно. Для продолжения анализа переходят к шагу 4.

Если , то принимают решение об отсутствии положительного или отрицательного изменения надежности для уровня значимости и анализ заканчивают. В этом случае гипотезу об экспоненциальном распределении наработок между последовательными отказами (гомогенности процесса Пуассона) принимают с уровнем значимости . Критические значения и соответствуют одностороннему критерию для положительного или отрицательного изменения надежности с уровнем значимости /2. Критические значения для двустороннего критерия с уровнем значимости 0,20 составляют 1,28 и (-1,28). Критическое значение 1,28 соответствует одностороннему критерию для положительного изменения с уровнем значимости 10%. Для других уровней значимости можно выбрать критические значения по таблицам квантилей стандартного нормального распределения.

Шаг 4: Вычисляют сумму

 

для испытаний типа I

(6)

 

или

 

для испытаний типа II.

(7)

 

Шаг 5: Вычисляют несмещенную оценку параметра по формуле

 

для испытаний типа I

(8)

 

или

 

для испытаний типа II.

(9)

 

Шаг 6: Вычисляют оценку параметра по формуле

 

для испытаний типа I

(10)

 

или

 

для испытаний типа II.

(11)

 

Шаг 7: Вычисляют оценки параметра потока отказов и среднего времени между отказами для времени испытаний Т > 0 по формулам:

 

;

(12)

 

.

(13)

 

Примечания

1 и - оценки параметра потока отказов и средней наработки на отказ в момент времени T>0 для T из диапазона представленных данных. Оценки для будущего времени Т в течение программы испытаний или до ее ожидаемого завершения могут быть получены точно так же, но пользоваться ими следует с обычными предосторожностями, связанными с экстраполяцией. Экстраполяция не должна превышать ожидаемого времени завершения испытаний.

2 Если программа испытаний завершена, то для Т = Т* или (соответственно) является оценкой средней наработки на отказ испытуемой системы в конце программы испытаний.

 

7.2.2 Случай 2 - наработки объединены в группы

Метод предназначен для случая, когда набор данных состоит из известных интервалов времени, каждый из которых содержит известное количество отказов. Важно иметь в виду, что длины интервалов и количество отказов в интервалах не должны быть постоянными.

Время испытаний соответствует интервалу (0; Т) и разбито на d интервалов 0 < t(1) < t(2) < t(d); i-й интервал - это период времени от t(i - 1) до t(i), i = 1,2,..., d, t(0) = 0, t(d) = Т. Величины t(i) могут принимать любые значения от 0 до Т.

Шаг 1: Исключают посторонние отказы согласно 7.1 ГОСТ Р 51901.6 и/или другим соответствующим документам.

Шаг 2: Вводят в набор данных количества отказов , зафиксированные в i-м интервале [t(i - 1); t(i)], i = 1,..., d.

Общее количество рассматриваемых отказов .

Для каждого интервала произведение не должно быть менее пяти (при необходимости смежные интервалы объединяют), где

 

.

(14)

 

Шаг 3: Для d интервалов (после объединения при необходимости) и соответствующих значений вычисляют статистику :

 

.

(15)

 

В соответствии с гипотезой нулевых изменений (когда наработки подчиняются гомогенному процессу Пуассона) статистика распределена в соответствии с -распределением с (d - 1) степенями свободы. Статистика может быть использована для проверки наличия положительных или отрицательных изменений надежности независимо от модели изменений надежности.

Двусторонний критерий для положительного или отрицательного изменения с уровнем значимости имеет критическое значение

 

.

(16)

 

Если , то принимают решение о положительном или отрицательном изменении надежности.

Для продолжения анализа переходят к шагу 4.

Если , то принимают решение об отсутствии положительных или отрицательных изменений надежности с уровнем значимости . Анализ закончен. В этом случае гипотезу об экспоненциальном распределении времени между последовательными отказами (гомогенный процесс Пуассона) принимают с уровнем значимости .

Критические значения для различных уровней значимости и степеней свободы (d - 1) могут быть найдены в таблицах квантилей -распределения.

Шаг 4: Для первоначального набора данных в соответствии с шагом 2 вычисляют оценку максимального правдоподобия для параметра формы . Оценка максимального правдоподобия для параметра - это значение , которое удовлетворяет следующему уравнению:

 

.

(17)

 

Очевидно, что t(0) = 0, а также t(0)(0) = 0. Все члены t() могут быть нормированы относительно t(d), тогда последний член с (t(d)) исчезнет. Для решения этого уравнения относительно необходимо использовать итеративный метод.

Шаг 5: Вычисляют оценку параметра по формуле

 

.

(18)

 

Шаг 6: Вычисляют оценку параметра потока отказов и среднее время между отказами для времени Т > 0 по формулам:

 

;

(19)

 

.

(20)

 

Примечания

1 и - оценки параметра потока отказов и средней наработки на отказ в момент времени Т>0 для T из интервала представленных данных. Экстраполируемые оценки для будущего времени T в процессе испытаний или в момент ожидаемого завершения испытаний могут быть получены точно так же, но использовать их следует с обычными предосторожностями, связанными с экстраполяцией. Экстраполируемые оценки не должны выходить за границы ожидаемого времени завершения испытаний.

2 Если программа испытаний завершена, то для Т = t(d) является оценкой средней наработки на отказ системы на момент завершения испытаний.

 

7.3 Критерий согласия

Если известны точные значения наработок, необходимо использовать случай 1, в противном случае необходимо использовать случай 2.

7.3.1 Случай 1 - известны данные о наработках для каждого отказа

Для оценки параметра формы В сначала следует использовать метод в соответствии с 7.2.1, затем вычислить статистику Крамера-Мизеса:

 

,

(21)

 

где М = N и Т = T* для испытаний типа I;

М = N-1 и Т = для испытаний типа II;

.

В таблице 1 приведены критические значения этой статистики с уровнем значимости 10%. Если статистика превышает критическое значение, приведенное в таблице, то гипотеза о том, что степенная модель соответствует данным, должна быть отклонена. В противном случае гипотеза должна быть принята.

Если данные о наработках известны, для получения дополнительной информации относительно соответствия модели данным может быть использована графическая процедура, описанная ниже.

Для использования графической процедуры необходимо оценить математическое ожидание времени j-го отказа и отметить на графике несоответствие с наблюдаемым временем j-го отказа . В соответствии с приложением В

 

, j = 1, ..., N.

(22)

Значения изображают графически в соответствии с наблюдаемым временем отказа в линейном масштабе (см. пример, представленный на рисунке А.1). Визуальная согласованность этих точек с линией в 45° является субъективной мерой применимости модели.

7.3.2 Случай 2 - наработки объединены в группы

Данный критерий применим только в случае, когда оценивают на основе сгруппированных данных (см. 7.2.2).

Среднее количество отказов в интервале времени [t(i-1); t(i)] аппроксимируется формулой

 

.

(23)

 

Для каждого интервала значение не должно быть меньше пяти. При необходимости смежные интервалы можно объединять. Для d интервалов (после объединения при необходимости) и тех же, что и в 7.2.2, вычисляют статистику:

 

.

(24)

 

Критические значения этой статистики для (d - 2) степеней свободы можно найти по таблице -распределения. Если критическое значение для у ровня доверия 10% превышено, то гипотеза о том, что степенная модель адекватно описывает сгруппированные данные, должна быть отклонена.

Если набор данных состоит из известных интервалов времени с известным количеством отказ для получения дополнительной информации о соответствии модели данным может быть использована графическая процедура, описанная ниже.

Для каждого интервала, ограниченного точкой t(i) (от 0 до t(i)), количество наблюдаемых отказов составляет

 

.

(25)

 

Математическое ожидание количества отказов Е[N(t(i))] оценивают по формуле

 

.

(26)

 

Это дает .

Графическая процедура состоит из построения графика

 

, i = 1, ... ,d,

(27)

 

а также линии , T>0 (см. пример, изображенный на рисунке А.2). Общая информация по математическому описанию степенной модели приведена в приложении В

Для < 1 эта линия убывает. Визуальная согласованность точек с этой линией является субъективной мерой применимости модели.

Общая информация по математическому описанию степенной модели приведена в приложении В.

7.4 Доверительные интервалы для параметра формы

Параметр формы в степенной модели повышения надежности характеризует наличие изменений надежности и их величину. Если 0 < < 1, имеется повышение надежности, если = 1, нет повышения надежности, а если >1, имеется снижение надежности.

При определении доверительного интервала для , когда известны наработки каждого отказа, используют случай 1. Для сгруппированных отказов необходимо использовать случай 2.

7.4.1 Случай 1 - известны наработки для каждого отказа

Шаг 1: Вычисляют в соответствии с шагом 5 в 7.2.1.

Шаг 2: Испытания типа I

Для определения двустороннего доверительного интервала для с уровнем доверия 90% вычисляют величины и :

 

;

(28)

 

.

(29)

 

Квантили , определяют по таблицам -распределения.

Нижняя доверительная граница для :

 

.

(30)

 

Верхняя доверительная граница для :

 

.

(31)

 

Соответственно и являются односторонними нижней и верхней доверительными границами для с уровнем доверия 95%.

Испытания типа II

Для определения двустороннего доверительного интервала для с уровнем доверия 90% вычисляют величины и :

 

;

(32)

 

.

(33)

 

Нижняя доверительная граница для :

 

.

(34)

 

Верхняя доверительная граница для :

 

.

(35)

 

Соответственно и являются односторонними нижней и верхней доверительными границами для с уровнем доверия 95%.

7.4.2 Случай 2 - наработки объединены в группы

Приведенные процедуры определения границ доверительного интервала применимы в тех случаях, когда оценка была определена по сгруппированным данным (см. 7.2.2).

Шаг 1: Вычисляют в соответствии с 7.2.2, шаг 4.

Шаг 2: Вычисляют значения величин P(i) (i = 1, 2, ,.. d):

 

, i = 1, 2, ... ,d.

(36)

 

Шаг 3: Вычисляют значение величины A:

 

.

(37)

 

Шаг 4: Вычисляют значение величины C.

 

.

(38)

 

Шаг 5: Для определения приближенного двустороннего доверительного интервала для с уровнем доверия 90% вычисляют

 

,

(39)

 

где N - общее количество отказов.

Шаг 6: Нижняя доверительная граница для :

 

.

(40)

 

Верхняя доверительная граница для :

 

.

(41)

 

Соответственно и являются односторонними нижней и верхней доверительными границами для с уровнем доверия 95%.

7.5 Доверительные интервалы для средней наработки на отказ

В соответствии с 7.2.1, шаг 7 является оценкой (средняя наработка на отказ). Для доверительных интервалов , когда известны наработки каждого отказа, используют случай 1. Для сгруппированных отказов используют случай 2.

7.5.1 Случай 1 - известны наработки для каждого отказа

Шаг 1: Вычисляют в соответствии с 7.2.1, шаг 7.

Шаг 2: Для определения двустороннего доверительного интервала с уровнем доверия 90% находят значения L и U для соответствующего объема выборки N, используя таблицу 2 для испытаний типа I или таблицу 3 для испытаний типа II.

Шаг 3: Нижняя доверительная граница для :

 

.

(42)

 

Верхняя доверительная граница для :

 

.

(43)

 

Соответственно и являются односторонними нижней и верхней доверительными границами для с уровнем доверия 95%.

7.5.2 Случай 2 - известны сгруппированные данные

Приведенные процедуры определения доверительного интервала применимы, когда оценка была оценена по сгруппированным данным (см. 7.2.2).

Шаг 1: Вычисляют в соответствии с 7.2.2 и в соответствии с 7.2.1, шаг 7.

Шаг 2: Вычисляют значения величин P(i) (i = 1, 2, ,.. d):

 

, i = 1, 2, ... ,d..

(44)

 

Шаг 3: Вычисляют значение величины А:

 

.

(45)

 

Шаг 4: Вычисляют значение величины D:

 

.

(46)

 

Шаг 5: Для приближенного определения границ двустороннего доверительного интервала для с уровнем доверия 90% вычисляют значение величины S:

 

,

(47)

 

где N - общее количество отказов.

Шаг 6: Нижняя доверительная граница для :

 

.

(48)

 

Верхняя доверительная граница для :

 

.

(49)

 

Соответственно и являются односторонними нижней и верхней доверительными границами для с уровнем доверия 95%.

7.6 Методика прогнозирования

Методику применяют в тех случаях, когда корректирующие модификации включают в систему после окончания испытаний как отсроченные модификации, Цель задачи состоит в том, чтобы оценить надежность системы после введения корректирующих модификаций.

Шаг 1: Выделяют отказы категории А и категории В (см. ГОСТ 51901.6, определения 3.10 и 3.11).

Шаг 2: Идентифицируют время первого появления каждого типа отказов в категории В как отдельный набор данных. Определяют J - количество различных типов отказов категории В.

Шаг 3: Выполняют шаги от 1 до 5 в соответствии с 7.2.1 для этого набора данных и оценивают , используя N = 1 и T* или для полного набора данных.

Шаг 4: Назначают каждому из J отказов различных типов категории В в наборе данных шага 2 коэффициент эффективности улучшения , i = 1,,.. J. Для каждого из J отказов различных типов категории В (01) является инженерной оценкой ожидаемого уменьшения интенсивности отказов, вызванного идентифицированной корректирующей модификацией (см. определение 3.1).

Вычисляют среднее этих значений. Если оно приемлемо, устанавливают средний коэффициент эффективности улучшения (например, 0,7) вместо индивидуальных назначений , i = 1, ,.. J, как описано выше.

Шаг 5: Оценивают прогнозируемый параметр потока отказов и среднюю наработку на отказ:

 

,

(50)

 

где - количество отказов категории А;

- количество наблюдаемых отказов i-го типа категории B;

Т равно Т* или , в соответствии с шагом 3.

Если значения не назначены, а есть только среднее , то средний член в квадратных скобках становится равным

 

,

 

где - количество отказов категории В.

В этом случае прогнозируемый параметр потока отказов

 

.

(51)

 

Прогнозируемое значение средней наработки на отказ .

 

Таблица 1 - Критические значения для критерия Крамера-Мизеса с уровнем значимости 10%

 

M

Критическое значение

М

Критическое значение

3

0,154

13

0,169

4

0,155

14

0,169

5

0,160

15

0,169

6

0,162

16

0,171

7

0,165

17

0,171

8

0,165

18

0,171

9

0,167

19

0,171

10

0,167

20

0,172

11

0,169

30

0,172

12

0,169

60

0,173

 

Примечание - Для испытаний типа I: М = N; для испытаний типа II: М = N-1.

 

Таблица 2 - Двусторонние доверительные интервалы уровня доверия 90 % для средней наработки на отказ и испытаний типа I

 

N

L

U

N

L

U

3

0,175

6,490

21

0,570

1,738

4

0,234

4,460

22

0,578

1,714

5

0,281

3,613

23

0,586

1,692

6

0,320

3,136

24

0,593

1,672

7

0,353

2,826

25

0,600

1,653

8

0,381

2,608

26

0,606

1,635

9

0,406

2,444

27

0,612

1,619

10

0,428

2,317

28

0,618

1,604

11

0,447

2,214

29

0,623

1,590

12

0,464

2,130

30

0,629

1,576

13

0,480

2,060

35

0,652

1,520

14

0,494

1,999

40

0,672

1,477

15

0,508

1,947

45

0,689

1,443

16

0,521

1,902

50

0,703

1,414

17

0,531

1,861

60

0,726

1,369

18

0,543

1,825

70

0,745

1,336

19

0,552

1,793

80

0,759

1,311

20

0,561

1,765

100

0,783

1,273

 

Примечание - Для N > 100

 

,

 

,

 

где - квантиль стандартного нормального распределения уровня 100 (0,5 + /2) %.

 

Таблица 3 - Двусторонние доверительные интервалы уровня доверия 90 % для средней наработки на отказ и испытаний типа II

 

N

L

U

N

L

U

3

0,1712

4,746

21

0,6018

1,701

4

0,2587

3,825

22

0,6091

1,680

5

0,3174

3,254

23

0,6160

1,659

6

0,3614

2,892

24

0,6225

1,790

7

0,3962

2,644

25

0,6286

1,623

8

0,4251

2,463

26

0,6344

1,608

9

0,4495

2,324

27

0,6400

1,592

10

0,4706

2,216

28

0,4520

1,578

11

0,4891

2,127

29

0,6503

1,566

12

0,5055

2,053

30

0,6551

1,553

13

0,5203

1,991

35

0,6763

1,501

14

0,5337

1,937

40

0,6937

1,461

15

0,5459

1,891

45

0,7085

1,428

16

0,5571

1,876

50

0,7212

1,401

17

0,5674

1,814

60

0,7422

1,360

18

0,5769

1,781

70

0,7587

1,327

19

0,5857

1,752

80

0,7723

1,303

20

0,5940

1,726

100

0,7938

1,267

 

Примечание - Для N > 100

 

,

 

,

 

где - квантиль стандартного нормального распределения уровня 100 (0,5 + /2) %.

 

 

 

Библиография

 

[1]

Duane, J.T., "Learning Curve Approach to Reliability Monitoring". IEEE Transactions on Aerospace 2:1964, p. 563 - 566

[2]

Crow, L.H. "Reliability Analysis for Complex Repairable Systems". Reliability and Biometry, ed. F. Proschan and R.J. Serfling, Philadelphia, PA: SIAM, 1974, p. 379 - 410

[3]

Crow, L.H. "Reliability Growth Projection From Delayed Fixes". Proceedings of the 1983 Annual Reliability and Maintainability Symposium, Orlando, FL, 1983, p. 84 - 89

 

Откройте актуальную версию документа прямо сейчас или получите полный доступ к системе ГАРАНТ на 3 дня бесплатно!

Получить доступ к системе ГАРАНТ

Если вы являетесь пользователем интернет-версии системы ГАРАНТ, вы можете открыть этот документ прямо сейчас или запросить по Горячей линии в системе.


Национальный стандарт РФ ГОСТ Р 51901.16-2005 (МЭК 61164:1995) "Менеджмент риска. Повышение надежности. Статистические критерии и методы оценки" (утв. приказом Федерального агентства по техническому регулированию и метрологии от 30 сентября 2005 г. N 235-ст)


Текст ГОСТа приводится по официальному изданию Стандартинформ, Москва, 2005 г.


Дата введения - 1 января 2006 г.


1 Подготовлен Открытым акционерным обществом "Научно-исследовательский центр контроля и диагностики технических систем" (ОАО НИЦ КД) на основе собственного аутентичного перевода стандарта, указанного в пункте 4


2 Внесен Управлением развития, информационного обеспечения и аккредитации Федерального агентства по техническому регулированию и метрологии


3 Утвержден и введен в действие приказом Федерального агентства по техническому регулированию и метрологии от 30 сентября 2005 г. N 235-ст


4 Настоящий стандарт является модифицированным по отношению к международному стандарту МЭК 61164:1995 "Повышение надежности. Статистические критерии и методы оценки" (IEC 61164:1995 "Reliability growth - Statistical test and estimation methods") для выполнения правовых или нормативно-правовых требований, установленных в Российской Федерации, путем внесения технических отклонений, объяснение которых дано во введении к настоящему стандарту.


Наименование настоящего стандарта изменено относительно наименования указанного международного стандарта для приведения в соответствие с ГОСТ Р 1.5-2004 (подраздел 3.5)


5 Введен впервые


Приказом Росстандарта от 12 сентября 2017 г. N 1059-ст взамен настоящего ГОСТа с 1 декабря 2018 г. введен в действие ГОСТ Р 51901.16-2017 (МЭК 61164:2004) "Менеджмент риска. Повышение надежности. Статистические критерии и методы оценки"