ПОИСК Статьи Рисунки Таблицы Зависимость между надежностью ИП и вероятностью аварии по вине ИП из "Системы защиты потенциально опасных процессов химической технологии" Для того чтобы сформулировать требования к надежности ИП на основании условия (2-5), необходимо определить зависимость вероятности аварии от надежности ИП. Здесь и в дальнейшем под ИП будем подразумевать всю измерительную цепь ИП, определяемую как совокупность преобразовательных элементов, обеспечивающую осуществление всех преобразований сигнала измерительной информации. [c.62] Согласно рассмотренному порядку функционирования и эксплуатации ИП может находиться в одном из следующих состояний исправной работы —7, необнаруженного отказа — 2, проверки неисправного ИП — 3, простоя, ремонта и т. п. —4, проверки исправного ИП — 5. [c.63] Граф состояний и переходов ИП представлен на рис. 2-1. [c.63] Переход из состояния 1 (исправной работы) в состояние 2 (необнаруженного отказа) происходит с интенсивностью к, которая является параметром потока отказов ИП. Строго говоря, переход из состояния 1 в 2 должен происходить только с интенсивностью (параметром потока) метрологических отказов. [c.63] Параметр потока отказов, приводящих к полной потере работоспособности ИП, должен являться интенсивностью (частотой) перехода из состояния 1 ъ 4 (состояние простоя), так как такие отказы обычно обнаруживаются сразу. Но так как интенсивность метрологических отказов ИП, как правило, на порядок выше интенсивности отказов, приводящих к полной потере работоспособности, возможностью перехода из состояния 1 ъ 4 можно пренебречь, тем более, что последствия необнаруженных метрологических отказов ИП могут быть более тяжелыми, чем последствия отказов, приводящих к потере работоспособности. Поэтому, принимая Я, за суммарную интенсивность отказов и считая ее за интенсивность перехода из состояния 1 в состояние 2, мы делаем достаточно жесткое допущение, которое приведет к несколько завышенным требованиям к надежности ЙП. [c.64] Время восстановления отказавшего ИП складывается из времени ожидания восстановления, времени непосредственного восстановления и поверки ИП после ремонта. [c.64] Численно величина равна отношению предельно допускаемого значения вероятности аварии по вине ИП (Рип) к вероятности возникновения аварийной ситуации. Следовательно, рд представляет- собой предельно допускаемое значение вероятности аварии по вине ИП при условии возникновения аварийной ситуации и в известной степени характеризует эффективность обнаружения аварийной ситуации. Например, Ро = 0,01 означает, что из 100 случаев возникновения аварийной ситуации в среднем только в одном случае она не будет своевременно обнаружена. Очевидно, что величина Ро должна быть достаточно малой. [c.67] Преобразуем формулу (2-16) для ряда частных случаев. [c.67] На рис. 2-2 представлена зависимость требований к надежности ИП АСЗ от допускаемой величины Ро = Рип/Ра. с (/) характеризующей вероятность аварии по вине ИП. Зависимость построена по формуле (2-20) при различных значениях Рл1- Из рисунка видно существование таких значений характеристик безаварийности Ро, дальнейшее уменьшение которых невозможно только за счет повышения надежности ИП. [c.68] Следовательно, формулу (2-20) можно рекомендовать для определения требований к наработке на отказ в большинстве практических случаев. [c.69] В формулы (2-16), (2-18) и (2-20) входит Р ц т. е. вероятность того, что даже исправный ИП не выдаст или несвоевременно выдаст сигнал об аварийной ситуации. Для того чтобы сформулировать требования к точности и динамическим характеристикам ИП, а также определить значение параметра химико-технологи-ческого процесса (уставки), при достижении которого ИП должен выдать сигнал об аварийной ситуации, найдем зависимость вероятности Ра1 от погрешности и динамических характеристик ИП. [c.69] Рассмотрим рис. 2-3. На рисунке показаны кривые изменения во времени измеряемого параметра химико-технологического процесса в период аварийной ситуации С t) (кривые /) и кривые изменения результатов измерения этого параметра (t) (кривые II). На рис. 2-3, а показан случай, когда аварию вызывает резкое увеличение значений параметра процесса, а на рис. 2-3, б — случай, когда аварию вызывает уменьшение значений параметра процесса. [c.69] Возможность несвоеврёменнои выдачи сигнала об аварийной ситуации обусловлена несовпадением кривых I и II. Отметим, что при заданном законе изменения измеряемого параметра процесса во времени может быть множество реализаций кривой II. [c.69] Определение вероятности Ра 1 данным методом достаточно сложно. Если сделать ряд допущений, не нарушающих общности метода, то определение Ра1 можно значительно упростить. [c.71] Искомая вероятность Pai будет равна вероятностям событий, противоположных выполнению неравенств (2-27) и (2-28). [c.72] Очевидно, что для определения вероятности Pai необходимо знать закон распределения результата измерения параметра в момент времени Закон распределения ( з) можно определить как сечение случайной функции (2-26) при t = с учетом (2-25). На рис. 2-3 изображена кривая III плотности распределения результата измерения параметра процесса t ). [c.72] В формулах (2-31) и (2-32) ф [( ( 2)1 — плотность распределения значений параметра, ( ) в момент времени 1 . [c.72] Предполагаем, что при разложении в ряд Тейлора функции О тЦ) (2-25) в точке t членами выше первого порядка можно пренебречь. Предполагаем также, что величины То, взаимно независимы и не зависят от погрешности ИП. [c.72] Третье слагаемое под радикалом формулы (2-34) характеризует составляюш ую разброса результатов измерения, обусловленную разбросом констант T . [c.73] Вернуться к основной статье