Д.В. Клочкова, Н.И. Сидняев
8
д
2
Г(1+2/ ) 1 η
Г 1 1/ )
p
(
p
,
(2)
находят значение
p
, соответствующее реальным данным, повторно
вычисляют
min
N
и дополняют наблюдения. Значение
д
> 0,51
сви-
детельствует о достаточности
min
N
, найденного при
2
p
. Среди
возможных законов распределения показателей надежности [5] тех-
нических изделий наибольшее число
min
N
требуется в случае экспо-
ненциального закона. Поэтому значение
min
N
, вычисленное из усло-
вия (1) при
1
p
, является достаточным во всех случаях проведения
наблюдений [8, 16–20].
При практических расчетах почти всегда оказывается, что
min
15
N .
Поэтому, исходя из приближенной зависимости
2
1
min
min
χ (2 )
, β)
N
N
, для определения
min
N
можно также исполь-
зовать условие
3
1
min
min
1
1
1
1
9
3
(δ+1)
p
и
N
N
,
(3)
где
1
и
— квантиль нормального распределения [3], соответствую-
щий вероятности, равной
(1 – β)
. В отличие от квантиля
2
1
χ
таблицы
значений
1
и
имеются в большинстве книг по надежности [1, 14, 15,
20, 25]. Естественно, что из условия (3) получим
min
15
N
, т. е. соглас-
но условию (1) необходим пересчет.
Так, например, можно рассчитать минимально необходимое чис-
ло наблюдений наработки до отказа блока 6МБ-007 (блока усилителя
мощности), чтобы при односторонней доверительной вероятности
β = 0,9
ошибка в определении средней наработки не превышала
δ = 0,1
[19, 23].
Полагая, что о законе распределения наработки до отказа рас-
сматриваемых блоков нам ничего не известно, воспользуемся усло-
вием (2) при
2
p .
В таблице квантилей нормального распределения
находим
1 0 9
1,28
,
и
. Подставляя в условие (3) значения,
01
,
и
,
p
и
, получаем
3
2
min
min
1 1 28 1
1
1
9
3
(0,1+1)
,
N
N
.
