电子设备使用环境贮存试验和贮存后可靠性计算_图文

1、 将设备 偏 差值代 入 系 统相 对 偏差公 式得 占 : 十 。 一 。, = 6 5 % + 9 % + 6% x0.2% 5 书品 昙 尹 7 0 5 10 20 ( 。 2 0 又 1 6 1 。 7 、 。 、 “ 一 一 7 . 6 7 % = 2 0 . 6 8 % ( v Z x 。 0 6 1 。 。 下限= 一 7 .3 5 % 一 1 2 % 一 8 % - 丝义 9 . 5 2 % 2 一 灭 愉舒 摧 占 , , 1 2 O0 x l 。 7 . 。 , 7 , 。_ , ” 5 “ “ 一 ” . 、 , 。 , n / 7 7 ” % = 一 “ ” % 5 8

2、 得 到 由设 备 贮 存 近 三 年的 参 数 变化 后 所 求 出 系 统参 数 变化 的最 大 范 围为 一 3 5 . 5 8 % 。 : < 。 < . 2 9 6 8 % 第六 步 : 求 出实 际占 。 落 在 容 许变化 范 围 内 的 概率 , : 。 大 多数 情 况 下 氏 服 从 正 态分 布 均值 可 利 用 下面 关 系 式 求 出 统 计 平 均 值 和 方 差 。 : : _ 占 。 。 。 上限 十 乙 下限 _ 2 2 玉旦 i 巨 % 旦 旦 2 三 一 2 . 9 5 % 方差 用 极 差 估 计法 求 得 如下 _ d 。 : 。 。 上

3、限 一 占 。下 限 : d d : 可 由查 表 得到 , 当 ” = 0 1 时 6 8 , 查 得武 ( 。 0 = 3 0 . 8 % _ 29 。 一 3 一 3 5 8 。 5 8 二 2 1 。 1 8 % 根 据 正 态分 布 可 以写 出 加 的概 率 函 数 。 : 0 侧 a。 保证 具有上 述设 备 的 系 统 经 过 环 境 条 件下贮 存 以后 能可 靠 地工 作 其 容 许 变化 范 . .。 。 3 占 落 在 这 范 围内 的 概 率 (即 贮 存 后 的 可 靠 性 就 可 以 围 为 : 一 3 5 、1 % < d < % 3 4 : 用 下

4、 式求 出 , , 丽a , 1 一 。 十( 公- . 口 o R 一 一 K 4 3 , 。 。 ( 二 d 二 = d 劣 。 3 % 一 1 叫 J 一 3 写 ; 1 % 亿厄 牙 2 ,. 1 十 x一 ( 一 2 9 5 0 2 1 ; 1 d , 劣 1 8 将 上 面 正 态 分 布 化为 标 准 正 态 分 布 _/ K 一 m 。 : 一 K 一 、 叭 兀才 上 一 叫- / 下 户午 协 . 、 燮 叹 击刹 燮 = 巾(2 = 0 , 。 1 8 一 , ( 二 丝箭 ; 箭 逃 工 、 . 2 一 一 0 巾( . 一 1 . 5 1 8 。 . 9 8 5 3

5、7 0 6 4 5 = 。 9 2 0 8 7 0 从 以 上 数 据 可 以看 出 由这些 设 备 组 N 。 若 第 i个设 备 “ = 1 二 试 验 了 成 的 系 统 经 三年 贮 存后 限 的 概率 , , ; 其 参 数超 过 容 许 次 , 其 中 f 次 失败 : R 八 , 则 系 统可 靠 性 点 这 也 就 是 系 统的 贮 存 可 靠 性 估计为 方法 二: 在 武器 系 统 中 的 设备 或 部 件常 常能 得 到贮 存一 段 时 间 后 实际 使 用 并 给 出成 功 或 失 败 的 数 据 (即成 败 型 模 式 , 一 1. 1 一N N 立. 手 一 J (

6、 二 电 子设 备 贮 存 后 性 能 可 靠 性 的 所 以我们 。 估计 可 利 用 这 方面 的 信 息来 估 计 贮存 可 靠 性 采 用 概 率 统 计 中 的 二项 模 型 或指数 模 型 : 利 用 二项 模 型 估 计 公式有 、 : 性 能 可靠 性 是 保 证 部 件 落 点公 算 偏差 满 足要 求 的 概率 。 经 过分 析 和 试 验可找 出 , 影 响 偏 差 的 主要 设 备和 主 要 参 数 规定这 了厄 极 大极 小 估 计 : 尸 济 十 一万 一 价+ 、 参数 的 范围 (通 常 是 单边 的 过 这范 围 的概 率 。 , 再求 出 超 了 n 具 体

7、 方法 如 下 : 设 备 在 贮 存 中定 期 进 , 贝 叶 斯估 计 : R = 八 阴+ l 作 + 2 行 测试 , 可 以得 到 多 组 数据 , , 先 对数 据进 , 行 一 致性 检验 i 在 一 致 性条 件 下再 混 在 一 证 明服 置 信下 限 计 算 式中 : R := l ( 起 进行 分 析 从正态 分 布 然 后 作 正 态 性检 验 一 r 。 泞 , 在 这条 件 下 可 利用 容 许 限 方 : 、 试 验设 备个 数 个数 试 验 后 成功 设备 置 信度 : 利 用 指 数 模型 估 计 的 公 式 m r 。 : n 法 进行 计 算 。 : 可

8、靠 性 函数 的置 信 限 为 “ 一 , ( R ; = (1 一 冬 竺 一 , ( 工 尹 , , / 工 比 较 二项 模 型 和 指数模 型 同 时 得到 : N t 二 艺 t , , 当R:相 式 中巾 ( Z 为标 准 正 态分 布 函 数 其意 义 是 : N 个 在 规 定两 个 范 围 的 正态 分 布偏 差 的概 : 率估 计 值为 产品 各做 。 才 分钟 试 验 ( 共 做 N t分钟 试 验 与 “ =。 ( 工 分 工 , 2 一 , ( 里份 工 1 + 个 产 品 共 做 N t 分 钟 试 验所 得 的 可 靠 性 , 信息 是 一 样 多的 。 据 此可

9、 以作 若 干 个 某 , : 其偏 差 的 表 示 式 为 V a孟 = 。 卜 设 备共作 了 召t 分 钟 试 验 就 相 当 于 有 N ( = 万 才, /t 台 设 备作 了 t 分 钟 试 验 的 十 ( ( 专 :2 “ 22 将 数 据 折合 为 二项 模 型 则 就能 用 L l y d 与 L ip o w 方 法 来估 计 贮 存 后 系 统 o 折合 , 。 卜 专 , + 一 2 1 2 的可 靠 性 : ( 专 : 2 了 式 中: 一 巾二 兀 ( 2 十一 p ! 一 音( 里 丝 誉 了 , l卜 产 . 、 l ! l e w : 口 J :一 一 户 户

10、 K “ T 一 ,一 . 自 弓 . 一 群 在 置信 度 系 数 ? 下可 靠 性 R 置 信 下 限 的 计算 式 为 : :_ , : 功 二0 : 第 四步 按 < V a R 公 式 求 出 下 r 。 0 0 7 9 2 犷于 值 : 犷 = < V ar R . . > = 0 00 053 厂十 二 < v a r 户> 于 , 、 a 代替 拌 时的 V a R 值 r 是 概 率为 1 一 夕时 正 , : 态 分布 分 位 点 可 查 正 态 分 布 表 求 得 0 出 设备 某参 数 规 定 范 围2 0 。 。 例 给 S 。 其 中

11、< V a rR > 是 用 X , 一 . 厂 于 = 0 023 0 . : 第 五 步 用 正 态 分 布 表 中 (川 二 ? = 0 9 .28 2 , : 查得 K 为1 再 利用 R 公式 求 出 : 可靠 性置信 下 限 如 下 . 74 7 一 1 . 2 2 . R := 0 9 8 ( 0 0 2 3 , 一 , , K , 土 3 % , 其 允 许 限为 一9 4 0 0 和 2 06 0 0 , 。 贮存 后 设备 随机 抽 样试 验 的 数 据 经 计 算 后 得 到 二 0 。 9 4 5 2 。 均 值 X 二 1 9 9 0 方差 S 0 9 0

12、 % 的 可 靠 性 置信 下 限 【 一步 , 解 第 : 刀 三 1 : T 二 2 , 0 5 求概率 为 通 过 上 面 介绍 的 方法 可 计 算 出 电 子 设 。 备 贮 存 后 的可 靠 性 。 求 X _ 2 0 6 0 0 一 1 9 9 0 0 一 参 考 文 献 “ 2 。 8 250 刀 T , 一 X _ . 1 捷 克 A 巴 尔 塔 克 , B . 巴 尔塔 柯 娃 , , 1 9 4 0 0 一 1 9 9 0 0 2 5 0 第二步 : 可 靠 性估 计值 巾(2 0 0 。 9 9 7 4 4 + 0 。 8 + : 。 0 特 性 曲 线法 气 候试 验 . 学 研究 所 译 数 据 处理 报 告 结 , 广 州 电器科 方 二 功 ( 2 .8 一 中 ( 一 2 = 2 上海 元 件 五 厂 晶 体管 长期 贮 存 试 验 , 巾(2 。 9 7 。 0 一 1 . 周 广涛 。 . 3 部 分 部 件产 品 在 广 州 贮 存 试 验 小 = = 7 2 5 一