КУРСОВАЯ РАБОТА
по дисциплине: «Испытание и обеспечение надёжности ДЛА»
Задание
Оценить надежность ДЛА по результатам огневых испытаний. Исходные данные:
Проведены огневые испытания N
двигателей по программе, обеспечившей проверку всех эксплуатационных условий применения двигателя. При этом были измерены значения основного параметра - тяги двигателя R
. При испытаниях зарегистрировано два отказа двигателя: один - на основном (стационарном) режиме и один – на останове. Причины отказов были установлены и устранены конструктивными изменениями, которые по своему характеру позволяют считать все испытанные двигатели за исключением аварийных, представительными для расчета надежности.
Требуется оценить надежность (вероятность безотказной работы) двигателя с учетом ограниченного объема полученной информации, выполнив расчет точечной оценки надежности и ее нижней доверительной границы , соответствующей заданной доверительной вероятности g. При расчетах принять допущение о нормальном законе распределения тяги двигателя, обеспечив проверку правомерности такого допущения с помощью статического критерия c2
.
Общие положения, принимаемые
при оценке надежности
Представим двигатель как сложный объект, состоящий из четырех независимых систем, характеризующий следующие его свойства:
· безотказность функционирования при запуске;
· безотказность функционирования на стационарных режимах;
· безотказность функционирования на останове;
· обеспечение требуемого уровня тяги.
Принимая во внимание независимость функционирования названных систем, будем характеризовать надежность двигателя как произведение вероятностей безотказной работы отдельных его систем.
Р
ДВ
=Р
зап
×
Р
реж
×
Р
ост
×
Р
пар
, (1)
где Р
ДВ
- вероятность безотказной работы двигателя;
Р
зап
- вероятность безотказного функционирования двигателя на запуске;
Р
реж
- вероятность безотказного функционирования двигателя на стационарных режимах;
Р
ост
- вероятность безотказного функционирования двигателя на останове;
Р
пар
- вероятность обеспечения требуемого уровня тяги.
В качестве величины тяги, характеризующей данный экземпляр двигателя, принимается ее среднее значение, полученное на номинальном режиме, или расчетное значение тяги, приведенное к номинальному режиму и условиям работы двигателя.
Оценка надежности двигателя осуществляется по результатам раздельной оценки надежности систем и последующего вычисления надежности двигателя в целом. При этом расчет нижней доверительной границы надежности по параметру тяги целесообразно выполнить по схеме «параметр - поле допуска», а вычисление остальных оценок надежности (точечных и интервальных) для всех систем - по схеме «успех-отказ».
Методика расчета надежности
по результатам огневых испытаний
Точечные оценки надежности систем вычисляются по формуле
, (2)
где Ni-общее количество испытаний i-й системы;
Mi-количество отказов i-й системы в Ni
испытаниях.
Для системы обеспечения тяги в качестве числа отказов М
используется число испытаний, при которых измеренные значения тяги R
вышли за пределы заданного допуска [Rmin – Rmax]. Измерения тяги представлены в табл. П 1 для двух базовых вариантов статистики.
Нижние доверительные границы надежности для схемы «успех - отказ» оцениваются по формуле
, (3)
в которой значения cІg
,
k
определяются по табл. П 2 в зависимости от величины доверительной вероятности g и числа степеней свободы
K
i
=
2M
i
+
2. (4)
Для наиболее распространенного практического случая отсутствия отказов (M
i
=0), имеющего место при гарантированном устранении причин всех выявленных отказов, формула (3) приобретает вид
. (5)
Так как для расчета надежности по схеме «параметр - поле допуска» требуется знание закона распределения параметра, выполним проверку справедливости предложенного выше допущения о нормальном законе распределения параметра тяги. Для этой цели используем наиболее употребительный статистический критерий c2
(критерий Пирсона), по которому за меру расхождения между статистическим (экспериментально полученным) и теоретическим законами распределения принимается величина
. (6)
Здесь l- число разрядов (интервалов), на которые разбит весь диапазон возможных значений параметра; N
- объем проведенных измерений; m
i
-количество измерений, попадающих в i-й разряд (интервал); P
i
- вероятность попадания параметра в i-й интервал, вычисленная для теоретического закона распределения.
В качестве параметров теоретического нормального закона распределения принимаются величины:
· среднее измеренное значение параметра
; (7)
· среднеквадратическое отклонение параметра, вычисленное по результатам измерений
. (8)
Полученная по формуле (6) величина cІ сравнивается с некоторым критическим ее значением cІg
,k
, определяемым по табл. П 2 в зависимости от доверительной вероятности g и числа степеней свободы k
=
N
-l-2. В результате сравнения правомерность принятого допущения либо подтверждается (cІ<cІg
,
k
), либо не подтверждается (cІ³cІg
,k
). При этом вероятность ошибочного вывода о правомерности или неправомерности принятого допущения, будет невелика и равна (1-g).
Проверка нормальности распределения осуществляется в следующем порядке:
· назначают диапазон практически возможных значений параметра, который с некоторым запасом накрывает интервал фактических измерений ( в качестве упомянутого диапазона достаточно принять интервал ± 3,5S
);
· назначенный диапазон делят на 8 ч12 интервалов, обеспечив (по возможности) удобный ряд значений, соответствующих границам интервалов;
· последовательным просмотром всех численных значений тяги относят каждое измерение к конкретному интервалу и подсчитывают количество измерений, приходящихся на каждый интервал;
· объединяют интервалы, включающие малое количество измерений, и получают окончательное количество измерений m
i
, попавших в каждый i-й интервал (i=1,2, ... ,l), так как первоначально выбранное количество интервалов l может сократиться до l. В нашем случае условимся объединять с соседними интервалами те из них, число измерений в которых оказалось менее четырех;
· для каждой границы i-го интервала подсчитывают значения
; (9)
; (10)
при этом учитывают, что значения U
iB
для i-го интервала и U(
i
+1)Н
для (i+1)-го интервала совпадают;
· находят теоретические вероятности попадания параметра в каждый i-й интервал, используя выражение:
P
i
= F
(U
iB
)- F
(U
i
н
), (11)
в котором F
(U
i
B
) и F
(U
i
н
) представляют собой значения нормированной функции нормального распределения (функции Лапласа), определяемые по табл. П 3 в зависимости от вычисленных значений U
i
B
и U
iH
. Упомянутая таблица составлена только для положительных значений аргумента U, и в связи с этим для нахождения отрицательных аргументов целесообразно пользоваться формулой
F
(-U
) = 1 - F
(U
); (12)
· вычисляют теоретическое количество измерений параметра, попадающих в каждый i -й интервал
m
i
теор
= Np
i
,
(13)
при этом значения m
i
теор
, являющиеся действительными числами, определяются с точностью до одного знака после запятой;
· находят значение критерия cІ по формуле (6);
· находят критическое значение критерия cІg
,
k
по табл. П 2 в зависимости от числа степеней свободы k
=
N
- l-2 и доверительной вероятности g;
· подтверждают справедливость принятого допущения о нормальном законе распределения параметра при выполнении условия cІ<cІg
,
k
.
В противном случае (при cІ³cІg
,
k
) гипотеза о нормальном законе распределения должна быть отвергнута. Этот случай не позволяет воспользоваться для вычисления надежности Р
пар.н
приведенной ниже формулой (14) и поэтому не рассматривается в настоящей учебной работе.
При проведении расчетов целесообразно промежуточные результаты вычислений представлять в виде таблицы, оформленной по образцу табл. 6.2. При подсчете частот попадания в каждый интервал целесообразно воспользоваться следующим приемом:
· первые четыре случая попадания в интервал отмечаются точками в графе 3 табл.6.2;
· последующие попадания в интервал отмечаются в виде тире, соединяющих отдельные точки. Законченная комбинация из четырех точек и шести тире соответствует 10-ти попаданиям. Данный прием облегчает подсчет числа попаданий в каждый интервал.
Нижнюю доверительную границу параметрической надежности находим по формуле
, (14)
в которой R
max
, R
min
- максимальное и минимальное допустимые значения параметра ( верхняя и нижняя границы заданного допуска); A
g
,
n
- коэффициент ограниченности статистики испытаний, определяемый по табл. П 2 в зависимости от числа проведенных испытаний n и доверительной вероятности g.
Найденные по формулам (2), (3), (5) точечные и интервальные Р
ni
оценки надежности отдельных систем используют для вычисления точечной и нижней доверительной границы надежности двигателя в целом по формулам
; (15)
;(16)
в которых m- общее количество выделенных в двигателе систем; P
jn
(
min
)
- значение минимальной доверительной границы надежности (для j
-й системы двигателя); P
j
- соответствующая ей точечная оценка надежности.
В случае отсутствия отказов отдельных систем соотношения (15) и (16) приобретают вид
; (17)
Р
ДВ.
n
=
P
in
(
min)
.
(18)
Таким образом, надежность двигателя будет оцениваться минимальной нижней доверительной границей надежности P
in
(
min
)
, достигнутой для отдельных систем двигателя. Эту i-ю систему следует считать лимитирующей надежность двигателя, в связи с чем дальнейшее повышение надежности Р
ДВ
следует обеспечивать мероприятиями, преследующими повышение безотказности лимитирующей системы или увеличением числа ее безотказных испытаний.
Решение
Таблица 6.1
Номер
испытания
|
Тяга
двигателя,
|
Номер испытания
|
Тяга двигателя
R[m] |
Номер
испытания
|
Тяга
двигателя,
|
Номер
испытания
|
Тяга
двигателя,
|
| 1 | 82,2 | 11 | 81,69 | 21 | 81,67 | 31 | 82,91 |
| 2 | 82,6 | 12 | 81,71 | 22 | 81,9 | 32 | 82,31 |
| 3 | 80,91 | 13 | 81,38 | 23 | 82,22 | 33 | 81,97 |
| 4 | 82,69 | 14 | 81,93 | 24 | 82,1 | 34 | 82,14 |
| 5 | 82,36 | 15 | 82,24 | 25 | 81,82 | 35 | 82,15 |
| 6 | 82,53 | 16 | 83,47 | 26 | 82,27 | 36 | 82,45 |
| 7 | 82,09 | 17 | 81,76 | 27 | 80,63 | 37 | 81,73 |
| 8 | 81,54 | 18 | 81,29 | 28 | 82,19 | 38 | 83,18 |
| 9 | 81,54 | 19 | 81,87 | 29 | 81,44 | 39 | 81,88 |
| 10 | 81,2 | 20 | 82,8 | 30 | 81,12 |
· безотказность функционирования на запуске;
· безотказность функционирования на стационарных режимах;
· безотказность функционирования на останове;
· безотказность обеспечения требуемого уровня тяги.
Надежность двигателя Р
ДВ
будет оцениваться как произведение надежностей отдельных систем в соответствии с формулой (1).
Для вычисления точечных оценок надежности используем общую формулу
, (19)
где М
число отказов в N
испытаниях.
В нашем случае число отказов на запуске, режиме и останове равно нулю (отказы признаны незачетными в связи с гарантированным устранением их причин), отказов по параметру тяги не зарегистрировано (все измеренные значения тяги находятся в интервале допустимых значений). Следовательно,
зап
= 1, реж
= 1, ост
= 1, пар
= 1, ДВ
= 1. (20)
Для нахождения нижних доверительных границ надежности
систем воспользуемся общей формулой
, (21)
справедливой для частного случая М = 0.
Соответственно получаем:
· для запуска (N= 39)
Р
зап.
n
= =0.926;
· для стационарного режима (N= 38, т.к. одно испытание с отказом на режиме признанно незачетным)
Рреж
.n
.
= =0.924;
· для останова (N
=37, т.к. признаны незачетными два испытания с отказами)
Р
зап.
n
= =0.922.
Для вычисления нижней границы параметрической надежности Р
пар
используем схему «параметр - поле допуска», приняв допущение о нормальном законе распределения параметра тяги. Предварительно выполним проверку правильности этого допущения с помощью статистического критерия Пирсона (критерия c?). Для этого разобьем диапазон возможных значений тяги на 10 интервалов. Границы интервалов занесем в графы 1 и 2 табл. 6.2. На основе просмотра измерений, приведенных в табл. 6.1, отнесем каждое из них к соответствующему интервалу. Количество измерений, попадающих в интервалы, занесем в графу 4 табл. 6.2. Проведем объединение соседних интервалов, в которых количество попавших измерений оказалось менее четырех (интервалы 1-3 и 8-10) , а уточненное количество попаданий в каждый интервал занесем в графу 7 табл. 6.2. Построим гистограмму распределения измеренных значений параметра тяги (см. рис. 6.1), откладывая по оси абсцисс границы интервалов, а по оси ординат – величины m
i
/DR
i
(здесь m
i
- число измерений, попадающих в
i-й интервал, R
i
- длина соответствующего интервала).
Для нахождения теоретических значений частоты попадания в каждый интервал вычислим нормированные значения верхних границ интервалов
(22)
и вероятности получения тяги менее верхней границы
. (23)
Значения U
iв
и P
i
(R
i
£R
iв
) занесены в графы 8 и 9 соответственно.
Принимаем допущение о нормальном законе распределения тяги двигателя. В качестве параметров нормального закона используем величины
· среднеарифметическое значение тяги
; (24)
· среднеквадратичное отклонение тяги
. (25)
После необходимых вычислений получаем = 81,99692 S= 0.588026.
Определяем теоретическую вероятность попадания параметра в каждый i-й интервал по формуле
Pi = F[Uiв] - F[U(i-1)в], (26)
в которой F
(U
) - функция Лапласа, определяемая по таблицам нормального распределения, в зависимости от величины U
(см. табл. П 3). Значения вероятностей P
i
занесем в графу 10 табл. 6.2, а в графе 11 поместим теоретическое число попаданий в i-й интервал, вычисленное как
miтеор=NPi , (27)
где N- общее число измерений.
Гистограмму теоретического распределения параметра тяги приведем на графике, осуществив предварительно вычисление соответствующих ординат m
i
/
D
R
i
.
Сходство экспериментального и теоретического распределения тяги, приведенных на графике, характеризуется критерием cІ
. (28)
Определим критическое значение критерия cІg
,k
по табл. П 2 в зависимости от g = 0.95 и k= 39-6-2=31: cІg,
k
= 44,42.
Так найденное значение cІ существенно меньше критического значения cІg,
k
, принятое допущение о нормальном законе распределения тяги следует считать правомерным. Следовательно, нижняя доверительная граница параметрической надежности может быть найдена по формуле
, (29)
где A
g
,
k
=
1.187 определено по табл. П 2 в зависимости от доверительной вероятности g=0.9 и числа испытаний k=N=40. В нашем случае
.
Так как в табл. П 3 значения функции F(х)
приведены только для положительных значений аргумента, воспользуемся формулой (12), тогда
Р
пар.
n
= F
(1,985) – 1 + F
(1,977) = 0.97558 – 1 + 0.975 = 0.95058.
Минимальное значение нижней доверительной границы надежности Р
n(min) полученное для системы, характеризующей останов двигателя (0.922).
Это значение с учетом отсутствия зачетных отказов по всем системам будет характеризовать нижнюю доверительную границу надежности для двигателя в целом. Для обеспечения дальнейшего повышения надежности двигателя необходимо увеличение статистики безотказных испытаний.
Таблица 6.2
| Границы интер-валов
|
Подсчет попада-ний в интервал
|
Число попада-ний в интервал
|
Объединенные интервалы
|
Число попада-ний в интервал
|
Нормиро-ванная верхняя граница
U
|
Вероят-ность непревышения верхней границы,
F ( U В ) |
Вероят-ность попадания в интервал, Р
|
Теоретическое число попада-ний в интервал,
m
|
||
| R
Н |
R
В |
R
Н |
R
В |
|||||||
| 80,5 | 80,8 | * | 1 | 80,5 | 81,4 | 6 | -1,015 | 0,15866 | 0,15866 | 6,18774 |
| 80,8 | 81,1 | * | 1 | |||||||
| 81,1 | 81,4 | **** | 4 | |||||||
| 81,4 | 81,7 | ***** | 5 | 81,4 | 81,7 | 5 | -0,50494 | 0,30854 | 0,14988 | 5,84532 |
| 81,7 | 82 | ********* | 9 | 81,7 | 82 | 9 | 0,00524 | 0,5000 | 0,19146 | 7,46694 |
| 82 | 82,3 | ********* | 9 | 82 | 82,3 | 9 | 0,5154 | 0,69847 | 0,19847 | 7,74033 |
| 82,3 | 82,6 | ***** | 5 | 82,3 | 82,6 | 5 | 1,0256 | 0,84134 | 0,14287 | 5,57193 |
| 82,6 | 82,9 | ** | 2 | 82,6 | 83,5 | 5 | 2,5562 | 0,99477 | 0,15343 | 5,98377 |
| 82,9 | 83,2 | ** | 2 | |||||||
| 83,2 | 83,5 | * | 1 | |||||||
ПРИЛОЖЕНИЯ
Таблица П 1
Измеренные значения тяги двигателя
для двух базовых вариантов статистики
| Номер испытания | Тяга двигателя, R [т] | Номер испытания | Тяга двигателя, R [т] | ||
| Вариант 1 | Вариант 2 | Вариант 1 | Вариант 2 | ||
| 1 | 3,215 | 82,2 | 21 | 3,138 | 81,67 |
| 2 | 3,144 | 82,6 | 22 | 3,171 | 81,9 |
| 3 | 3,219 | 80,91 | 23 | 3,181 | 82,22 |
| 4 | 3,063 | 82,69 | 24 | 3,154 | 82,1 |
| 5 | 3,19 | 82,36 | 25 | 3,209 | 81,82 |
| 6 | 3,129 | 82,53 | 26 | 3,222 | 82,27 |
| 7 | 3,176 | 82,09 | 27 | 3,112 | 80,63 |
| 8 | 3,22 | 81,54 | 28 | 3,253 | 82,19 |
| 9 | 3,26 | 81,54 | 29 | 3,169 | 81,44 |
| 10 | 3,091 | 81,2 | 30 | 3,28 | 81,12 |
| 11 | 3,214 | 81,69 | 31 | 3,269 | 82,91 |
| 12 | 3,197 | 81,71 | 32 | 3,167 | 82,31 |
| 13 | 3,231 | 81,38 | 33 | 3,227 | 81,97 |
| 14 | 3,291 | 81,93 | 34 | 3,12 | 82,14 |
| 15 | 3,182 | 82,24 | 35 | 3,347 | 82,15 |
| 16 | 3,21 | 83,47 | 36 | 3,245 | 82,45 |
| 17 | 3,236 | 81,76 | 37 | 3,173 | 81,73 |
| 18 | 3,224 | 81,29 | 38 | 3,188 | 83,18 |
| 19 | 3,193 | 81,87 | 39 | 3,318 | 81,88 |
| 20 | 3,193 | 82,8 | 40 | 3,201 | 82,01 |
Допустимый интервал изменения параметра:
1-й вариант - [3,050 - 3,350]т;
2-й вариант - [80,50 - 83,50]т.
Таблица П2
Значения cІ (крит. Пирсона) и А (коэф. ограниченности статистики), в зависимости от числа степеней свободы k и доверительной вероятности g
| Число степеней свободы
|
Критерий Пирсона,
c 2 |
Коэф. ограннич. статис-ки, А
g ,к |
||
| g
=0,9 |
g
=0,95 |
g
=0,9 |
g
=0,95 |
|
| 1 | 2,71 | 3,84 | - | - |
| 2 | 4,61 | 5,99 | 8,229 | 16,51 |
| 3 | 6,25 | 7,82 | 3,233 | 4,658 |
| 4 | 7,78 | 9,49 | 2,377 | 3,082 |
| 5 | 11,24 | 11,07 | 2,025 | 2,49 |
| 6 | 11,65 | 12,59 | 1,832 | 2,183 |
| 7 | 12,02 | 14,07 | 1,71 | 1,992 |
| 8 | 13,36 | 15,51 | 1,626 | 1,861 |
| 9 | 14,69 | 16,92 | 1,562 | 1,768 |
| 10 | 15,99 | 18,31 | 1,513 | 1,713 |
| 11 | 17,28 | 19,68 | 1,472 | 1,638 |
| 12 | 18,55 | 21,03 | 1,446 | 1,59 |
| 13 | 19,81 | 22,36 | 1,413 | 1,548 |
| 14 | 21,06 | 23,69 | 1,39 | 1,518 |
| 15 | 22,31 | 25 | 1,37 | 1,492 |
| 16 | 23,54 | 26,3 | 1,353 | 1,468 |
| 17 | 24,59 | 27,59 | 1,335 | 1,447 |
| 18 | 25,99 | 28,87 | 1,332 | 1,427 |
| 19 | 27,2 | 30,14 | 1,31 | 1,41 |
| 20 | 28,41 | 31,41 | 1,299 | 1,394 |
| 21 | 29,62 | 32,67 | 1,288 | 1,372 |
| 22 | 30,81 | 33,92 | 1,28 | 1,368 |
| 23 | 32,01 | 35,01 | 1,271 | 1,355 |
| 24 | 33,2 | 36,42 | 1,263 | 1,345 |
| 25 | 34,65 | 37,38 | 1,256 | 1,336 |
| 26 | 35,56 | 38,88 | 1,249 | 1,326 |
| 27 | 36,74 | 40,11 | 1,243 | 1,318 |
| 28 | 37,92 | 41,34 | 1,237 | 1,31 |
| 29 | 39,09 | 42,56 | 1,231 | 1,302 |
| 30 | 40,26 | 43,77 | 1,226 | 1,295 |
| 31 | 41,42 | 44,42 | 1,222 | 1,288 |
| 32 | 42,59 | 46,19 | 1,217 | 1,282 |
| 33 | 43,75 | 47,4 | 1,212 | 1,276 |
| 34 | 44,9 | 48,6 | 1,208 | 1,271 |
| 35 | 46,06 | 49,06 | 1,204 | 1,266 |
| 36 | 47,21 | 51 | 1,201 | 1,261 |
| 37 | 48,36 | 52,19 | 1,198 | 1,257 |
| 38 | 49,51 | 53,38 | 1,194 | 1,252 |
| 39 | 50,65 | 54,57 | 1,19 | 1,248 |
| 40 | 51,81 | 55,76 | 1,187 | 1,243 |
Таблица П3
Нормированная функция нормального распределения (функция Лапласа)
| U
|
0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 |
| 0.0
|
50000 | 50399 | 50798 | 51197 | 51595 | 51994 | 52392 | 52790 | 53188 | 53586 |
| 0.1
|
53983 | 54380 | 54776 | 55172 | 55567 | 55962 | 56356 | 56749 | 57142 | 57535 |
| 0.2
|
57926 | 58317 | 58706 | 59095 | 59483 | 59871 | 60257 | 60642 | 61026 | 61409 |
| 0.3
|
61791 | 62172 | 62552 | 62930 | 63307 | 93683 | 64058 | 64431 | 64803 | 65173 |
| 0.4
|
65542 | 65910 | 66276 | 66640 | 67003 | 97364 | 67724 | 68082 | 68439 | 68793 |
| 0.5
|
69146 | 69497 | 69847 | 70194 | 70540 | 70884 | 71226 | 71566 | 71904 | 72240 |
| 0.6
|
72575 | 72907 | 73237 | 73565 | 73891 | 74215 | 74537 | 74857 | 75175 | 75490 |
| 0.7
|
75804 | 76115 | 76424 | 96730 | 77035 | 77337 | 77637 | 77935 | 78230 | 78524 |
| 0.8
|
78814 | 79103 | 79389 | 79673 | 79955 | 80234 | 80511 | 80785 | 81057 | 81327 |
| 0.9
|
81594 | 81859 | 82121 | 82381 | 82639 | 82894 | 83147 | 83398 | 83646 | 83891 |
| 1.0
|
84134 | 84375 | 84614 | 84850 | 85083 | 85314 | 85543 | 85769 | 85993 | 86214 |
| 1.1
|
86433 | 86650 | 86864 | 87076 | 87286 | 87493 | 87698 | 87900 | 88100 | 88298 |
| 1.2
|
88493 | 88686 | 88877 | 89065 | 89251 | 89435 | 89617 | 89796 | 89973 | 90147 |
| 1.3
|
90320 | 90490 | 90658 | 90824 | 90988 | 91149 | 91308 | 91466 | 91621 | 91774 |
| 1.4
|
91924 | 92073 | 92220 | 92364 | 92507 | 92647 | 92786 | 92922 | 93056 | 93189 |
| 1.5
|
93319 | 93448 | 93574 | 93699 | 93822 | 93943 | 94062 | 94179 | 94295 | 94408 |
| 1.6
|
94520 | 94630 | 94738 | 94845 | 94950 | 95053 | 95154 | 95254 | 95352 | 95449 |
| 1.7
|
95543 | 95637 | 95728 | 95818 | 95907 | 95994 | 96880 | 96164 | 96246 | 96327 |
| 1.8
|
96407 | 96485 | 96562 | 96638 | 96712 | 96784 | 96856 | 96926 | 96995 | 97062 |
| 1.9
|
97128 | 97193 | 97257 | 97320 | 97381 | 97441 | 97500 | 97558 | 97615 | 97670 |
| 2.0
|
97725 | 97778 | 97831 | 97882 | 97932 | 97982 | 98030 | 98077 | 98124 | 98169 |
| 2.1
|
98214 | 98257 | 98300 | 98341 | 98382 | 98422 | 98461 | 98500 | 98537 | 98574 |
| 2.2
|
98610 | 98645 | 98679 | 98713 | 98745 | 98778 | 98809 | 98840 | 98870 | 98899 |
| 2.3
|
98928 | 98956 | 98983 | 99010 | 99036 | 99061 | 99086 | 99111 | 99134 | 99158 |
| 2.4
|
99180 | 99202 | 99224 | 99245 | 99266 | 99286 | 99305 | 99324 | 99343 | 99361 |
| 2.5
|
99379 | 99396 | 99413 | 99430 | 99446 | 99461 | 99477 | 99492 | 99506 | 99520 |
| 2.6
|
99534 | 99547 | 99560 | 99573 | 99585 | 99598 | 99609 | 99621 | 99632 | 99643 |
| 2.7
|
99653 | 99664 | 99674 | 99683 | 99693 | 99702 | 99711 | 99720 | 99728 | 99736 |
| 2.8
|
99744 | 99752 | 99760 | 99767 | 99774 | 99781 | 99788 | 99795 | 99801 | 99807 |
| 2.9
|
99813 | 99819 | 99825 | 99831 | 99836 | 99841 | 99846 | 99851 | 99856 | 99861 |
| 3.0
|
99865 | 99869 | 99874 | 99878 | 99882 | 99886 | 99889 | 99893 | 99896 | 99900 |
| 3.1
|
99903 | 99906 | 99910 | 99913 | 99916 | 99918 | 99921 | 99924 | 99926 | 99929 |
| 3.2
|
99931 | 99934 | 99936 | 99938 | 99940 | 99942 | 99944 | 99946 | 99948 | 99950 |
| 3.3
|
99952 | 99953 | 99955 | 99957 | 99958 | 99960 | 99961 | 99962 | 99964 | 99965 |
| 3.4
|
99966 | 99968 | 99969 | 99970 | 99971 | 99972 | 99973 | 99974 | 99975 | 99976 |
| 3.5
|
99977 | 99978 | 99978 | 99979 | 99980 | 99981 | 99981 | 99982 | 99983 | 99983 |
| 3.6
|
99984 | 99985 | 99985 | 99986 | 99986 | 99987 | 99987 | 99988 | 99988 | 99989 |
| 3.7
|
99989 | 99990 | 99990 | 99990 | 99991 | 99991 | 99992 | 99992 | 99992 | 99992 |
| 3.8
|
99993 | 99993 | 99993 | 99994 | 99994 | 99994 | 99994 | 99995 | 99995 | 99995 |
| 3.9
|
99995 | 99995 | 99996 | 99996 | 99996 | 99996 | 99996 | 99996 | 99997 | 99997 |
Список литературы
87
26. Дубняев В.А. Обоснование стратегических альтернатив инновационной политики: Учеб.пособ. М.: АНХ, 1991. 130 с.
27. Иваницкая Л.В. Особенности моделирования инновационных процессов развития научных исследований по перспективным технологиям / Л.В.Иваницкая, Т.М.Леденева, Л.В.Паринова // Высокие технологии в технике, медицине и образовании: Межвуз.сб.науч.тр. Воронеж: ВГТУ, 1998. Ч.3. С. 22-29.
28. Заре Л.А. Понятие лингвистической переменной и его применение к принятию проблемных решений. М.: Мир, 1976. 165 с.
29. Леденева Т.М. Лингвистический подход к оценке качества диссертационных работ / Т.М.Леденева, Я.Е.Львович, Л.В.Паринова // Высокие технологии в технике, медицине и образовании: Межвуз.сб.науч.тр. Воронеж: ВГТУ, 1997. С. 24-32.
30. Леденева Т.М. Некоторые способы построения интегральных оценок для агрегированных ресурсов // Оптимизация и моделирование в автоматизированных системах: Межвуз.сб.научн.тр. Воронеж: ВГТУ, 1991. С. 27-32.
31. Добрынин В.С. Методические указания по выполнению курсовой работы «Оценка надежности ДЛА по результатам испытаний». Воронеж: ВПИ, 1993. 13 с.
88
32. Косточкин В.В. Надежность авиационных двигателей и силовых установок. М.: Машиностроение, 1976. 248 с.
33. Шор Я.Б. Статистические методы анализа и контроля качества и надежности. М.: Советское Радио, 1962. 552 с.
34. Никитин Г.А. Влияние загрязненности жидкости на надежность работы гидросистем летательных аппаратов / Г.А.Никитин, С.В.Чирков. М.: Транспорт, 1969. 183 с.
35. Анцелиович Л.Л. Надежность, безопасность и живучесть самолета. М. Машиностроение, 1985. 296 с.
36. Волков Л.И. Надежность летательных аппаратов / Л.И.Волков, А.М.Шишкевич. М.:ВШ, 1975. 425 с.