Page 212 - 6792

З отриманого графіка можна знайти і параметри розподілу:
6
β = 1,65, η = 10,88·10 .
Прийняту гіпотезу розподілу за законом Вейбула та критерієм
Колмогорова можна рахувати сумісною з дослідними даними.
На основі проведеного аналізу і розрахунків на ЕОМ
визначені параметри надійності для всіх трьох вибірок:
-7
-1
– для першої – інтенсивність відмов λ = 1,07410 цикл ;
-7 -1
– для другої – інтенсивність відмов λ = 1,105·10 цикл ;
– для третьої – параметр форми β = 1,65;
6
Параметр масштабу η = 10,88·10 , коефіцієнт лінійної
кореляції R = 0,991.
Третю групу наробітків розбили на окремі підгрупи, які
відповідали відмовам штанг по тілу в 1986, 1988 і 1989 роках.
Для всіх цих сукупностей наробітків визначили параметри
розподілів, які наведені на рис. 7.2.
Інтенсивність відмов визначали як умовну ймовірність
відмови не ремонтованого об'єкта за формулою
i n
(  i t ) , (7.2)
 i t  i N
де n і – кількість відмов в відповідному інтервалі часу Δt і;
N і – кількість колон, які знаходяться в справному стані на час
t і за умови, що обірвані штанги не відновлюються.
Крива інтенсивності відмов штангових колон в часі має три
характерні ділянки (рис. 7.4). Період приробки І, коли в колону
при наробітку t=0 вводиться велика кількість однорідних деталей
(штанг, муфт, штоків), які можуть мати технологічні дефекти,
монтажні дефекти і т.п. Після виходу з ладу штанг з дефектами в
період приробки (до 1,5–2 млн. циклів) інтенсивність відмов
знижується і в другому періоді (ІІ) нормальної експлуатації вона
майже постійна або ледь підвищується за рахунок накопичення
втомних пошкоджень. При цьому інтенсивність відмов штанг по
тілу трохи вища, ніж інтенсивність відмов всіх деталей колони
(враховуючи муфти, штоки і т.п.). Крива λ(t) – N відмов штанг по
тілу (крива 2 на рис. 7.4) не має першої характерної ділянки, що
можна, мабуть, пояснити відносно меншою кількістю обривів
штанг по причині наявності дефектів в тілі в першому періоді
приробки. Таким чином, основною причиною таких обривів в

212