«Надежности систем энергообеспечения предприятий»

%d0%9f%d0%be%d0%bb%d0%bd%d1%8b%d0%b9+%d1%80%d0%b0%d1%81%d1%87%d0%b5%d1%82+%d0%bf%d0%be%d0%ba%d0%b0%d0%b7%d0%b0%d0%bb%2c+%d1%87%d1%82%d0%be+%d0%b7%d0%bd%d0%b0%d1%87%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d1%8f+%d1%81%d1%83%d0%bc%d0%bc%d0%b8%d1%80%d1%83%d1%8e%d1%89%d0%b5%d0%b9+%d0%b2%d0%b5%d1%80%d0%be%d1%8f%d1%82%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d0%b8+%d0%b1%d0%b5%d0%b7%d0%be%d1%82%d0%ba%d0%b0%d0%b7%d0%bd%d0%be%d0%b9+%d1%80%d0%b0%d0%b1%d0%be%d1%82%d1%8b+%d0%b8+%d0%b8%d0%bd%d1%82%d0%b5%d0%bd%d1%81%d0%b8%d0%b2%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d0%b8+%d0%be%d1%82%d0%ba%d0%b0%d0%b7%d0%be%d0%b2+%d1%81%d0%b8%d1%81%d1%82%d0%b5%d0%bc%d1%8b+%d1%81+%d1%83%d1%87%d0%b5%d1%82%d0%be%d0%bc+%d1%8d%d0%ba%d1%81%d0%bf%d0%bb%d1%83%d0%b0%d1%82%d0%b0%d1%86%d0%b8%d0%b8+%d0%b8+%d0%be%d0%ba%d1%80%d1%83%d0%b6%d0%b0%d1%8e%d1%89%d0%b5%d0%b9+%d1%81%d1%80%d0%b ...

%d0%92%d0%92%d0%95%d0%94%d0%95%d0%9d%d0%98%d0%95%091%0a1.%d0%9e%d0%bf%d1%80%d0%b5%d0%b4%d0%b5%d0%bb%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d0%b5+%d0%bf%d0%be%d0%ba%d0%b0%d0%b7%d0%b0%d1%82%d0%b5%d0%bb%d0%b5%d0%b9+%d0%bd%d0%b0%d0%b4%d0%b5%d0%b6%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d0%b8+%d0%b0%d0%bf%d0%bf%d0%b0%d1%80%d0%b0%d1%82%d1%83%d1%80%d1%8b%092%0a2.+%d0%9f%d0%a0%d0%95%d0%94%d0%92%d0%90%d0%a0%d0%98%d0%a2%d0%95%d0%9b%d0%ac%d0%9d%d0%ab%d0%99+%d0%a0%d0%90%d0%a1%d0%a7%d0%95%d0%a2+%d0%9d%d0%90%d0%94%d0%95%d0%96%d0%9d%d0%9e%d0%a1%d0%a2%d0%98+%d0%90%d0%9f%d0%9f%d0%90%d0%a0%d0%90%d0%a2%d0%a3%d0%a0%d0%ab%0913%0a3.%d0%a0%d0%90%d0%a1%d0%a7%d0%95%d0%a2+%d0%9f%d0%90%d0%a0%d0%90%d0%9c%d0%95%d0%a2%d0%a0%d0%9e%d0%92+%d0%9d%d0%90%d0%94%d0%95%d0%96%d0%9d%d0%9e%d0%a1%d0%a2%d0%98+%d0%a1%d0%98%d0%a1%d0%a2%d0%95%d0%9c%d0%ab+%d0%a1+%d0%a3%d0%a7%d0%95%d0%a2%d0%9e%d0%9c+%d0%a3%d0%a1%d0%9b%d0%9e%d0%92%d0%98%d0%99+%d0%ad%d0%9a%d0%a1%d0%9f%d0%9b%d0%a3%d0%90%d0%a2%d0%90%d0%a6%d0%98%d0%98.%0916%0a4.%d0%a0%d0%95%d0%97%d0%95%d0%a0%d0%92%d0%98%d0%a0%d0%9e%d0%92%d0%90%d0%9d%d0%98%d0%95%0926%0a5.%d0%9c%d0%b5%d1%82%d0%be%d0%b4%d1%8b+%d0%be%d0%bf%d1%82%d0%b8%d0%bc%d0%b0%d0%bb%d1%8c%d0%bd%d0%be%d0%b3%d0%be+%d0%be%d0%b1%d0%bd%d0%b0%d1%80%d1%83%d0%b6%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d1%8f+%d0%b8+%d0%be%d1%82%d1%8b%d1%81%d0%ba%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8f+%d0%bd%d0%b5%d0%b8%d1%81%d0%bf%d1%80%d0%b0%d0%b2%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d0%b5%d0%b9%0929%0a%d0%97%d0%90%d0%9a%d0%9b%d0%ae%d0%a7%d0%95%d0%9d%d0%98%d0%95%0930%0a%d0%a1%d0%9f%d0%98%d0%a1%d0%9e%d0%9a+%d0%9b%d0%98%d0%a2%d0%95%d0%a0%d0%90%d0%a2%d0%a3%d0%a0%d0%ab%0931%0a%0a%0a

%d0%9d%d0%b0%d0%b4%d0%b5%d0%b6%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%bb%d1%8e%d0%b1%d0%be%d0%b3%d0%be+%d1%8d%d0%bb%d0%b5%d0%ba%d1%82%d1%80%d0%be%d0%be%d0%b1%d0%be%d1%80%d1%83%d0%b4%d0%be%d0%b2%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8f+%d0%b8+%d0%b0%d0%bf%d0%bf%d0%b0%d1%80%d0%b0%d1%82%d1%83%d1%80%d1%8b+%d0%b0%d0%b2%d1%82%d0%be%d0%bc%d0%b0%d1%82%d0%b8%d0%ba%d0%b8+%d0%b3%d0%bb%d0%b0%d0%b2%d0%bd%d1%8b%d0%bc+%d0%be%d0%b1%d1%80%d0%b0%d0%b7%d0%be%d0%bc+%d0%b7%d0%b0%d0%b2%d0%b8%d1%81%d0%b8%d1%82+%d0%be%d1%82+%d1%83%d1%81%d0%bb%d0%be%d0%b2%d0%b8%d0%b9+%d1%8d%d0%ba%d1%81%d0%bf%d0%bb%d1%83%d0%b0%d1%82%d0%b0%d1%86%d0%b8%d0%b8.+%d0%a3%d1%81%d0%bb%d0%be%d0%b2%d0%b8%d1%8f+%d1%8d%d0%ba%d1%81%d0%bf%d0%bb%d1%83%d0%b0%d1%82%d0%b0%d1%86%d0%b8%d0%b8+%d0%b2+%d0%bf%d1%80%d0%be%d0%b8%d0%b7%d0%b2%d0%be%d0%b4%d1%81%d1%82%d0%b2%d0%b5%d0% bd%d0%bd%d1%8b%d1%85+%d0%bf%d0%be%d0%bc%d0%b5%d1%89%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d1%8f%d1%85+%d0%be%d0%bf%d1%80%d0%b5%d0%b4%d0%b5%d0%bb%d1%8f%d1%8e%d1%82%d1%81%d1%8f++%d0%ba%d0%bb%d0%b8%d0%bc%d0%b0%d1%82%d0%b8%d1%87%d0%b5%d1%81%d0%ba%d0%b8%d0%bc%d0%b8+%d0%b8+%d1%8d%d0%bb%d0%b5%d0%ba%d1%82%d1%80%d0%be%d0%bc%d0%b5%d1%85%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%87%d0%b5%d1%81%d0%ba%d0%b8%d0%bc%d0%b8+%d0%b2%d0%be%d0%b7%d0%b4%d0%b5%d0%b9%d1%81%d1%82%d0%b2%d0%b8%d1%8f%d0%bc%d0%b8%2c+%d0%b0++%d1%82%d0%b0%d0%ba+%d0%b6%d0%b5+%d1%80%d0%b5%d0%b6%d0%b8%d0%bc%d0%b0%d0%bc%d0%b8+%d1%80%d0%b0%d0%b1%d0%be%d1%82%d1%8b+%d0%b8+%d0%be%d1%82%d1%81%d1%83%d1%82%d1%81%d1%82%d0%b2%d0%b8%d0%b5%d0%bc+%d0%bf%d1%80%d0%b0%d0%b2%d0%b8%d0%bb%d1%8c%d0%bd%d0%be%d0%b3%d0%be++%d1%82%d0%b5%d1%85%d0%bd%d0%b8%d1%87%d0%b5%d1%81%d0%ba%d0%be%d0%b3%d0%be+%d0%be%d0%b1%d1%81%d0%bb%d1%83%d0%b6%d0%b8%d0%b2%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8f.%0a%d0%9a+%d1%84%d0%b0%d0%ba%d1%82%d0%be%d1%80%d0%b0%d0%bc+%d0%ba%d0%bb%d0%b8%d0%bc%d0%b0%d1%82%d0%b8%d1%87%d0%b5%d1%81%d0%ba%d0%be%d0%b3%d0%be+%d0%b2%d0%be%d0%b7%d0%b4%d0%b5%d0%b9%d1%81%d1%82%d0%b2%d0%b8%d1%8f+%d0%bc%d0%be%d0%b6%d0%bd%d0%be+%d0%be%d1%82%d0%bd%d0%b5%d1%81%d1%82%d0%b8+%d1%82%d0%b5%d0%bc%d0%bf%d0%b5%d1%80%d0%b0%d1%82%d1%83%d1%80%d1%83%2c+%d0%b2%d0%bb%d0%b0%d0%b6%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c%2c+%d0%b7%d0%b0%d0%bf%d1%8b%d0%bb%d0%b5%d0%bd%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%b8+%d0%b7%d0%b0%d0%b3%d0%b0%d0%b7%d0%be%d0%b2%d0%b0%d0%bd%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%b2%d0%be%d0%b7%d0%b4%d1%83%d1%85%d0%b0%2c+%d0%b0%d1%82%d0%bc%d0%be%d1%81%d1%84%d0%b5%d1%80%d0%bd%d0%be%d0%b5+%d0%b4%d0%b0%d0%b2%d0%bb%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d0%b5%2c+%d0%b8%d0%bd%d1%82%d0%b5%d0%bd%d1%81%d0%b8%d0%b2%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%b4%d0%be%d0%b6%d0%b4%d1%8f%2c+%d0%b2%d1%8b%d0%bf%d0%b0%d0%b4%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d0%b5+%d1%80%d0%be%d1%81%d1%8b+%d0%b8+%d0%b8%d0%bd%d0%b5%d1%8f%2c+%d1%81%d0%ba%d0%be%d1%80%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%b4%d0%b2%d0%b8%d0%b6%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d1%8f+%d0%b2%d0%be%d0%b7%d0%b4%d1%83%d1%88%d0%bd%d1%8b%d1%85+%d0%bc%d0%b0%d1%81%d1%81%2c+%d0%bd%d0%be%d1%87%d0%bd%d1%8b%d0%b5+%d0%b8+%d0%b4%d0%bd%d0%b5%d0%b2%d0%bd%d1%8b%d0%b5+%d0%bf%d0%b5%d1%80%d0%b5%d0%bf%d0%b0%d0%b4%d1%8b+%d1%82%d0%b5%d0%bc%d0%bf%d0%b5%d1%80%d0%b0%d1%82%d1%83%d1%80%d1%8b.%0a%d0%9a+%d1%8d%d0%bb%d0%b5%d0%ba%d1%82%d1%80%d0%be%d0%bc%d0%b5%d1%85%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%87%d0%b5%d1%81%d0%ba%d0%b8%d0%bc+%d0%b2%d0%be%d0%b7%d0%b4%d0%b5%d0%b9%d1%81%d1%82%d0%b2%d0%b8%d1%8f%d0%bc+%d0%bc%d0%be%d0%b6%d0%bd%d0%be+%d0%be%d1%82%d0%bd%d0%b5%d1%81%d1%82%d0%b8+%d0%b2%d0%b8%d0%b1%d1%80%d0%b0%d1%86%d0%b8%d0%be%d0%bd%d0%bd%d1%8b%d0%b5+%d0%b8+%d1%83%d0%b4%d0%b0%d1%80%d0%bd%d1%8b%d0%b5+%d0%bd%d0%b0%d0%b3%d1%80%d1%83%d0%b7%d0%ba%d0%b8+%d0%bf%d1%80%d0%b8+%d1%80%d0%b0%d0%b1%d0%be%d1%82%d0%b5+%d0%b8+%d0%bf%d0%b5%d1%80%d0%b5%d0%bc%d0%b5%d1%89%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d1%8f%d1%85%2c+%d0%ba%d0%be%d0%bb%d0%b5%d0%b1%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8f%d1%85+%d1%87%d0%b0%d1%81%d1%82%d0%be%d1%82%d1%8b+%d0%b8+%d0%bd%d0%b0%d0%bf%d1%80%d1%8f%d0%b6%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d1%8f+%d0%bf%d0%b8%d1%82%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8f.%0a%d0%b8%d0%b7-%d0%b7%d0%b0+%d0%b2%d1%8b%d1%81%d0%be%d1%87%d0%b0%d0%b9%d1%88%d0%b5%d0%b9+%d1%82%d0%b5%d0%bc%d0%bf%d0%b5%d1%80%d0%b0%d1%82%d1%83%d1%80%d1%8b+%d0%bf%d1%80%d0%be%d0%b8%d1%81%d1%82%d0%b5%d0%ba%d0%b0%d0%b5%d1%82+%d0%bf%d0%b5%d1%80%d0%b5%d0%b3%d1%80%d0%b5%d0%b2+%d1%8d%d0%bb%d0%b5%d0%ba%d1%82%d1%80%d0%be%d0%be%d0%b1%d0%be%d1%80%d1%83%d0%b4%d0%be%d0%b2%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8f%2c+%d1%83%d1%81%d0%ba%d0%be%d1%80%d1%8f%d0%b5%d1%82%d1%81%d1%8f++%d0%be%d0%b1%d0%b2%d0%b5%d1%82%d1%88%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d0%b5+%d0%b8%d0%b7%d0%be%d0%bb%d1%8f%d1%86%d0%b8%d0%b8%2c+%d1%81%d0%bc%d0%b0%d0%b7%d0%be%d1%87%d0%bd%d1%8b%d1%85+%d0%ba%d0%be%d1%82%d0%be%d1%80%d1%8b%d0%b5+%d0%b1%d1%8b%d0%bb%d0%b8+%d0%b8%d1%81%d0%bf%d0%be%d0%bb%d1%8c%d0%b7%d0%be%d0%b2%d0%b0%d0%bd%d1%8b+%d0%b8+%d1%83%d0%bf%d0%bb%d0%be%d1%82%d0%bd%d0%b8%d1%82%d0%b5%d0%bb%d0%b5%d0%b9.+%d0%90+%d0%b2%d0%be%d1%82%2c+%d0%bd%d0%b5%d0%b2%d1%8b%d1%81%d0%be%d0%ba%d0%b0%d1%8f++%d1%82%d0%b5%d0%bc%d0%bf%d0%b5%d1%80%d0%b0%d1%82%d1%83%d1%80%d0%b0+%d0%bf%d0%be%d0%bd%d0%b8%d0%b6%d0%b0%d0%b5%d1%82+%d0%ba%d1%80%d0%b5%d0%bf%d0%ba%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%bf%d0%bb%d0%b0%d1%81%d1%82%d0%bc%d0%b0%d1%81%d1%81%2c+%d1%80%d0%b5%d0%b7%d0%b8%d0%bd%d1%8b%2c+%d1%81%d0%bf%d0%bb%d0%b0%d0%b2%d0%b0.+%d0%a8%d0%b0%d1%82%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8f+%d1%82%d0%b5%d0%bc%d0%bf%d0%b5%d1%80%d0%b0%d1%82%d1%83%d1%80%d1%8b+%d0%bf%d1%80%d0%b8%d0%b2%d0%be%d0%b4%d1%8f%d1%82+%d0%ba+%d0%b4%d0%b8%d1%81%d1%82%d1%80%d1%83%d0%ba%d1%86%d0%b8%d1%8f%d0%bc+%d0%b8+%d0%b7%d0%b0%d0%ba%d0%bb%d0%b8%d0%bd%d0%b8%d0%b2%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8e+%d0%bf%d0%be%d0%b4%d0%b2%d0%b8%d0%b6%d0%bd%d1%8b%d1%85+%d1%87%d0%b0%d1%81%d1%82%d0%b5%d0%b9%2c+%d0%bd%d0%b0%d1%80%d1%83%d1%88%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d1%8e+%d1%82%d0%b5%d1%80%d0%bc%d0%be%d0%be%d0%b1%d0%bc%d0%b5%d0%bd%d0%b0%2c+%d0%bf%d0%be%d0%bd%d0%b8%d0%b6%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d1%8e+%d0%ba%d1%80%d0%b5%d0%bf%d0%be%d1%81%d1%82%d0%b8+%d0%bf%d0%b0%d1%8f%d0%bd%d1%8b%d1%85+%d1%81%d0%be%d0%b5%d0%b4%d0%b8%d0%bd%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d0%b9.%d0%9f%d0%be%d0%b2%d1%8b%d1%88%d0%b5%d0%bd%d0%bd%d0%b0%d1%8f+%d0%b2%d0%bb%d0%b0%d0%b6%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%b2%d1%8b%d0%b7%d1%8b%d0%b2%d0%b0%d0%b5%d1%82+%d0%ba%d0%be%d1%80%d1%80%d0%be%d0%b7%d0%b8%d1%8e+%d0%bc%d0%b5%d1%82%d0%b0%d0%bb%d0%bb%d0%be%d0%b2%2c+%d1%80%d0%be%d1%81%d1%82+%d0%bf%d0%bb%d0%b5%d1%81%d0%bd%d0%b5%d0%b2%d1%8b%d1%85+%d0%b3%d1%80%d0%b8%d0%b1%d0%ba%d0%be%d0%b2%2c+%d1%81%d0%bd%d0%b8%d0%b6%d0%b0%d0%b5%d1%82+%d0%b4%d0%b8%d1%8d%d0%bb%d0%b5%d0%ba%d1%82%d1%80%d0%b8%d1%87%d0%b5%d1%81%d0%ba%d0%b8%d0%b5+%d1%81%d0%b2%d0%be%d0%b9%d1%81%d1%82%d0%b2%d0%b0+%d0%b8%d0%b7%d0%be%d0%bb%d1%8f%d1%86%d0%b8%d0%b8.%0a%d0%9f%d0%be%d0%b2%d1%8b%d1%88%d0%b5%d0%bd%d0%bd%d0%b0%d1%8f+%d0%b7%d0%b0%d0%bf%d1%8b%d0%bb%d0%b5%d0%bd%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%b8+%d0%bd%d0%b0%d0%bb%d0%b8%d1%87%d0%b8%d0%b5+%d0%b0%d0%b3%d1%80%d0%b5%d1%81%d1%81%d0%b8%d0%b2%d0%bd%d1%8b%d1%85+%d0%b3%d0%b0%d0%b7%d0%be%d0%b2+%d0%bf%d1%80%d0%b8%d0%b2%d0%be%d0%b4%d1%8f%d1%82+%d0%ba+%d0%b7%d0%b0%d0%b3%d1%80%d1%8f%d0%b7%d0%bd%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d1%8e+%d1%81%d0%bc%d0%b0%d0%b7%d0%ba%d0%b8%2c+%d1%81%d0%bd%d0%b8%d0%b6%d0%b0%d1%8e%d1%82+%d0%bf%d0%be%d0%b2%d0%b5%d1%80%d1%85%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d0%bd%d0%be%d0%b5+%d1%81%d0%be%d0%bf%d1%80%d0%be%d1%82%d0%b8%d0%b2%d0%bb%d0%b5%d0%bd%d0%b8%d0%b5+%d0%b8+%d0%b2%d1%8b%d0%b7%d1%8b%d0%b2%d0%b0%d1%8e%d1%82+%d0%ba%d0%be%d1%80%d1%80%d0%be%d0%b7%d0%b8%d1%8e+%d0%b8%d0%b7%d0%be%d0%bb%d1%8f%d1%86%d0%b8%d0%be%d0%bd%d0%bd%d1%8b%d1%85+%d0%bc%d0%b0%d1%82%d0%b5%d1%80%d0%b8%d0%b0%d0%bb%d0%be%d0%b2.+%d0%9d%d0%b0%d0%bb%d0%b8%d1%87%d0%b8%d0%b5+%d0%b2+%d0%b0%d1%82%d0%bc%d0%be%d1%81%d1%84%d0%b5%d1%80%d0%b5+%d1%83%d0%b3%d0%bb%d0%b5%d0%ba%d0%b8%d1%81%d0%bb%d0%be%d0%b3%d0%be+%d0%b3%d0%b0%d0%b7%d0%b0%2c+%d0%be%d0%ba%d0%b8%d1%81%d0%bb%d0%be%d0%b2+%d1%81%d0%b5%d1%80%d1%8b+%d0%b8+%d0%b0%d0%b7%d0%be%d1%82%d1%8b%2c+%d0%b0+%d1%82%d0%b0%d0%ba%d0%b6%d0%b5+%d0%b2%d1%8b%d1%81%d0%be%d0%ba%d0%b0%d1%8f+%d0%b2%d0%bb%d0%b0%d0%b6%d0%bd%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%bf%d1%80%d0%b8%d0%b2%d0%be%d0%b4%d1%8f%d1%82+%d0%ba+%d0%be%d0%b1%d1%80%d0%b0%d0%b7%d0%be%d0%b2%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8e+%d0%ba%d0%b8%d1%81%d0%bb%d0%be%d1%82%d0%bd%d1%8b%d1%85+%d0%b2%d0%be%d0%b4+%d0%b8+%d0%ba%d0%b0%d0%bf%d0%b5%d0%bb%d1%8c+%d0%ba%d0%be%d0%bd%d0%b4%d0%b5%d0%bd%d1%81%d0%b0%d1%82%d0%b0%2c+%d1%87%d1%82%d0%be+%d1%82%d0%b0%d0%ba%d0%b6%d0%b5+%d1%83%d0%b2%d0%b5%d0%bb%d0%b8%d1%87%d0%b8%d0%b2%d0%b0%d0%b5%d1%82+%d1%81%d0%ba%d0%be%d1%80%d0%be%d1%81%d1%82%d1%8c+%d0%ba%d0%be%d1%80%d1%80%d0%be%d0%b7%d0%b8%d0%b8+%d0%bc%d0%b0%d1%82%d0%b5%d1%80%d0%b8%d0%b0%d0%bb%d0%be%d0%b2%2c+%d1%8f%d0%b2%d0%bb%d1%8f%d0%b5%d1%82%d1%81%d1%8f+%d0%be%d0%b4%d0%bd%d0%be%d0%b9+%d0%b8%d0%b7+%d0%bf%d1%80%d0%b8%d1%87%d0%b8%d0%bd+%d0%ba%d0%be%d1%80%d0%be%d1%82%d0%ba%d0%be%d0%b3%d0%be+%d0%b7%d0%b0%d0%bc%d1%8b%d0%ba%d0%b0%d0%bd%d0%b8%d1%8f+%d1%82%d0%be%d0%ba%d0%be%d0%b2%d0%b5%d0%b4%d1%83%d1%89%d0%b8%d1%85+%d1%87%d0%b0%d1%81%d1%82%d0%b5%d0%b9.%0a

68
88
7
56
59
40
74
Таким образом, суммарное время
Следовательно, статистическое значение среднего времени безотказной работы составит
Для определения доверительного интервала, в котором находится , задаемся . При этом и, следовательно,
По таблице находим, что для нижнего предела .
Таким образом, нижний предел среднего времени безотказной работы равен
а верхний предел
Итак, в 90 случаях из 100 истинное значение среднего времени безотказной работы окажется в пределах от 32,2 часа до 99,4 часов.
Если испытаниям подвергается высоконадежная аппаратура, то даже при испытаниях большого количества образцов за некоторое время t может не произойти ни одного отказа. Приведем способ оценки надежности, применимый в данном случае.
Если за время t отказов не произошло, то с вероятностью, равной 0, можно утверждать, что вероятность безотказной работы составляет 1, а с вероятностью 1 можно считать, что наименьшая вероятность безотказной работы равна 0.
Наименьшая вероятность безотказной работы при отсутствии отказов может быть определена по формуле
, (1)
где n – число испытываемых образцов;
- доверительная вероятность.
Если, например, за время t не отказал ни один из 100 испытываемых образцов, то с вероятностью можно считать, что действительная вероятность безотказной работы превышает
Можно также найти количество образцов n, которое надо поставить на испытания, чтобы при отсутствии отказов утверждать с доверительной вероятностью , что среднее время безотказной работы превосходит требуемое по техническим условиям .
Из формулы (1) легко получить
.
Наконец, можно найти время, в течение которого надо испытывать n образцов, чтобы при отсутствии отказов с доверительной вероятностью утверждать, что среднее время безотказной работы превысит значение .
.
Для получения результатов испытаний с более высокой доверительной вероятностью необходимо увеличивать объем испытаний, т. е. либо ставить на испытание больше образцов, либо повышать их продолжительность.
3.РЕЗЕРВИРОВАНИЕ
Резервирование может быть общим (резервируется группа элементов, блок или аппаратура в целом) или раздельным (резервируется каждый элемент в отдельности).
Отношение числа резервных элементов, блоков или систем к числу резервируемых называют кратностью резервирования .
В технико-экономическом отношении целесообразнее применять поэлементное (раздельное) резервирование. Во всякой аппаратуре есть немало элементов и узлов, которые практически безотказно выполняют свои функции, и поэтому резервировать их не следует. Кроме того, при поэлементном резервировании имеется возможность использования одного резервного элемента на несколько однотипных. Резервные элементы включают двумя способами – постоянного включения и замещения.
Способ замещения предусматривает включение резервного элемента лишь в случае выхода из строя основного. Включение осуществляется либо автоматически, либо вручную (при этом должна быть предусмотрена соответствующая сигнализация, указывающая на элемент, требующий замещения).
3.1 Общее резервирование. Пусть имеется система, которая состоит из четырёх элементов и резервируется с кратностью, равной двум (рис.1), т. е. на одну основную систему приходятся две резервные.
Рисунок 1 – Схема общего замещения.
Элементы основной системы 1,2,3,4 обладают вероятностью безотказной работы в течение времени соответственно . Такую же надёжность имеют элементы обеих резервных систем.
Вероятность безотказной работы основной системы (и каждой из резервных)
.
Вероятность отказа основной системы находят как вероятность противоположного события, т. е.
.
Все устройство (основная система и обе резервные) откажет, если неисправными окажутся все три системы. Поскольку отказы этих систем являются событиями независимыми, для определения вероятности отказа устройства можно применить теорему умножения вероятностей.
где первый сомножитель - вероятность отказа основной системы; второй сомножитель – вероятность отказа первой резервной системы; и третий сомножитель - вероятность отказа второй резервной системы.
Учитывая, что все сомножители равны друг другу, так как основная и две резервные равнонадёжны,
Получим
.
Если все элементы 1, 2, 3, 4 можно считать равнонадёжными, то формула упрощается
.
В общем случае, когда каждая система состоит изэлементов и кратность резервирования равна , формула принимает вид
. (1)
В случае, если все элементы равнонадежны,
. (2)
Следует заметить, что при резервировании под элементами понимают также целые блоки или приборы, входящие в состав резервируемой системы.
РАСЧЕТ ВЕРОЯТНОСТИ БЕЗОТКАЗНОЙ РАБОТЫ УСТРОЙСТВА ПРИ ОБЩЕМ РЕЗЕРВИРОВАНИИ
Имеется прибор, состоящий из трёх равнонадёжных блоков, каждый из которых обладает вероятностью исправной работы 0,93. Прибор зарезервирован двумя аналогичными приборами. Требуется определить вероятность безотказной работы устройства.
В данном случае n=3 и m=2. Следовательно, на основании формулы (2)
.
3.2 Поэлементное резервирование. Пусть имеется система, состоящая из четырёх элементов, каждый из которых резервируется двумя аналогичными элементами, т. е. (рис. 2).
Рисунок 2 – Схема поэлементного резервирования.
Вероятность безотказной работы каждого из элементов первой группы (основного и двух резервных) обозначим соответственно.
Первая группа элементов выйдет из строя и устройство станет неисправным, если откажут все входящие в неё элементы. Вероятность этого события, т. е. вероятность отказа первой группы, найдём на основании теоремы умножения вероятностей независимых событий как произведение вероятностей отказов всех трёх элементов.
,
так как все элементы, входящие в группу, равнонадёжны.
Аналогично для остальных групп
;
;
.
Вероятности безотказной работы групп определяется как события противоположные
;
;
;
.
Вероятность безотказной работы всего устройства найдём как произведение вероятностей безотказной работы всех групп.
В общем случае, если число элементов в системе составляет и кратность резервирования , формула имеет вид
.
Если все элементы, входящие в систему, равнонадёжны, то
. (3)
РАСЧЕТ ВЕРОЯТНОСТИ БЕЗОТКАЗНОЙ РАБОТЫ УСТРОЙСТВА ПРИ ПОЭЛЕМЕНТНОМ РЕЗЕРВИРОВАНИИ
Пусть имеется прибор, состоящий из трёх блоков (n=3), каждый из которых имеет вероятность безотказной работы 0,93. Каждый блок зарезервирован двумя аналогичными блоками (m=2). Требуется найти вероятность безотказной работы устройства.
Поскольку оба блока равнонадёжны, воспользуемся формулой (3).
.
Вывод: Общее резервирование является наилучшим, так как вероятность работы устройства при этом методе выше.
4.Методы оптимального обнаружения и отыскания неисправностей
Информационный» метод (точное решение). Метод отыскания единственной неисправности в устройстве сводится к использованию таких контрольных проверок, каждая из которых позволяет всю имеющуюся совокупность элементов устройства делить на две части: в одной из них нет неисправного элемента, в другой есть неисправный элемент. Применение определённой последовательности таких проверок приводит к точному определению единственного неисправного элемента при наименьших затратах (средств и времени).
Точное решение применимо в том случае, когда длительности всех проверок равны.
Делается предположение о независимости отказов отдельных элементов устройства.
Для оптимального отыскания неисправного элемента предлагается следующий алгоритм.
1. Для каждого элемента устройства вычисляется условная вероятность отказа при условии, что отказал ровно один элемент:
. (1)
2. Элементы располагаются в порядке убывания величин .
3. два последних (наименьших) элемента группируются в новый условный элемент, у которого
. (2)
4.Полученный условный элемент устанавливается на соответствующее место в ряду остальных величин .
5. Процесс повторяется до тех пор, пока все элементы не будут сгруппированы в один условный элемент.
Наилучшей системой проверки устройства с целью нахождения неисправного элемента будет такая совокупность проверок, которая позволит провести разбиение одного условного элемента, полученного описанным выше способом, в порядке, обратном тому, которым он был получен.
СОСТАВЛЕНИЕ ОПТИМАЛЬНОЙ СИСТЕМЫ КОНТРОЛЬНЫХ ПРОВЕРОК
Пусть устройство состоит из семи элементов, для каждого из которых рассчитаем значения:
i
1
2
3
4
5
6
7
qi
0,04
0,17
0,06
0,1
0,15
0,08
0,12
pi
0,96
0,83
0,94
0,9
0,85
0,92
0,88
qi/pi
0,042
0,205
0,064
0,111
0,176
0,087
0,136
qi*
0,052
0,251
0,069
0,137
0,217
0,107
0,167
Требуется найти систему контрольных проверок, позволяющих в кратчайшее время отыскать неисправный элемент.
Решение. Согласно описанной выше методике составим диаграмму процесса оптимальных проверок
q2 =0.251 q2 =0.251 q2 =0.251 q74 =0.304 q5631 =0.445 q274 =0.555 q =1
q5 =0.217 q5 =0.217 q631 =0.228 q2 =0.251 q74 =0.304 q5631 =0.445
q7 =0.167 q7 =0.167 q5 =0.217 q631 =0.228 q2= 0.251
q4 =0.137 q4 =0.137 q7 =0.167 q5 =0.217
q6 =0.107 q31 =0.121 q4 =0.137
q3 =0.069 q6 =0.107
q1 =0.052

Рисунок 4.1 – Диаграмма процесса оптимальных проверок
5. Методы оптимального обнаружения и отыскания неисправностей
Информационный» метод (приближённое решение). Приближенный метод предлагается использовать в тех случаях, когда различные проверки имеют различную длительность , а также в тех случаях, когда имеющаяся система проверок не является достаточно гибкой .
Для оптимального отыскания единственного неисправного элемента предлагается следующий алгоритм.
1. Рассматривается исходная совокупность из элементов, входящих в состав устройства. Для каждой возможной i-той проверки, которая охватывает некоторую совокупность из всех элементов устройства, составляется величина
. (1)
Здесь
, (2)
где, в свою очередь, - вероятность того, что отказывающий элемент находится среди элементов совокупности , а .
Величина Qi определяется как
,
где k – число неисправных элементов в блоке;
qi* - значение соответствующих величин.
2. Выбирается в качестве первой та проверка, у которой значение является максимальным.
3. С оставшейся совокупностью элементов устройства (и самой совокупностью ) повторяется та же процедура, что и с исходной совокупностью из элементов.
Пусть устройство состоит из семи элементов, для каждого из которых известны значения:
Требуется найти систему оптимальных проверок, позволяющих в кратчайшее время отыскать неисправный элемент. Однако можно провести лишь следующие проверки:
Пр.1 – разделение элементов 1, 5 от элементов 2, 3, 4, 6, 7;
Пр.2 – разделение элементов 1, 2, 4 от элементов 3, 5, 6, 7;
Пр. 3 – разделение элементов 6, 7 от элементов 1, 2, 3, 4, 5;
Пр. 4 – разделение элементов 2, 7 от элементов 1, 3, 4, 5, 6;
Пр. 5 – разделение элементов 2, 3, 5 от элементов 1, 4, 6, 7.
Причем .
Решение. По формуле (2) определяем величины для первого шага процесса поиска неисправного элемента (используем десятичные логарифмы):
Выбираем в качестве первой проверки Пр. 3.
Пусть неисправный элемент оказался среди группы элементов 1, 2, 3, 4, 5.
В этом случае проверка Пр.1 позволяет разделить элементы 1 и 5 от элементов 2, 3 и 4. Проверка Пр.2 разделяет элементы 1, 2 и 4 от 3 и 5. Проверка Пр.4 отделяет элемент 2 от 1, 3, 4, 5. Проверка Пр.5 позволяет разделить элементы 2, 3 и 5 от 1 и 4.
Итак, предварительно вычислим значения при условии, что отказавший элемент находится среди этих элементов:

На втором шаге принимаем проверку Пр.2.
Считаем, что неисправный элемент находится среди группы элементов 3, 5.
В этом случае проверка Пр.1 позволяет разделить элемент 5 от 3. Проверки Пр.4 и Пр.5 не позволяют разделить элементы 3 и 5.
Предварительно вычисляем значения

Вывод: В результате проведенного расчета выяснили, что неисправным является 3-й элемент.
6.Методы оптимального обнаружения и отыскания неисправностей
Метод последовательных проверок для отыскания неисправных элементов. Предполагается, что в некоторой системе, например в процессе эксплуатации без постоянного наблюдения, может произойти несколько отказов. Имеется возможность провести полную поверку системы за некоторое время и проверку отдельных её элементов за время.
Процесс проверки протекает следующим образом: производится полная проверка, и если система оказывается неисправной, то последовательная проверка продолжается до тех пор, пока не будет найден неисправный элемент: обнаруженный элемент восстанавливается (ремонтируется, заменяется на новый) и снова проводится полная проверка; если система продолжает оставаться неисправной, т. е. в ней есть ещё хотя бы один неисправный элемент, то процедура продолжается.
Требуется найти такой порядок проверки элементов системы, чтобы процесс отыскания всех неисправных элементов протекал в среднем минимальное время.
Предлагается следующий алгоритм.
1. Вычисляется для каждого элемента значения
. (1)
2. Элементы нумеруются в порядке возрастания величин . Полученный порядок и есть порядок оптимальных проверок.
Пусть устройство состоит из пяти элементов, для каждого из которых известны значения:
Требуется определить, в каком порядке следует поверять элементы для отыскания среди них всех неисправных.
Решение. По формуле (1) определяем величины :
Из расчёта следует, что для минимизации среднего времени отыскания неисправных элементов следует всегда проверять элементы данной системы в следующем порядке: 4-й, 2-й, 1-й, 3-й, и 5-й.
Метод последовательных проверок для отыскания неисправности системы. Полную поверку мы осуществить не можем. Необходимо путём проверки отдельных элементов найти в системе хотя бы один неисправный элемент, чтобы предотвратить использование неисправной системы.
Требуется найти такой порядок проверки элементов, чтобы процесс проверки исправности системы протекал в среднем минимальное время.
Предлагается следующий алгоритм.
Вычисляется для каждого элемента значения
(3)
Элементы нумеруются в порядке возрастания величин . Полученный порядок и есть порядок оптимальных проверок.
Пусть устройство состоит из пяти элементов, для каждого из которых известны значения:
Требуется определить, в каком порядке следует поверять элементы с целью проверки исправности системы.
Решение. По формуле (3) определяем величины :
Из расчёта следует, что для минимизации среднего времени отыскания неисправных элементов следует всегда проверять элементы данной системы в следующем порядке: 4-й, 1-й, 2-й, 3-й, и 5-й.
7.Проверка гипотез о характере закона распределения отказов
Для обработки статистических материалов по отказам устройств необходимо принять гипотезу о том, к какому закону относится построенное распределение. С этой целью рассмотрим случайную величину U (критерий согласия), характеризующего степень расхождения теоретического (гипотетического) и статического распределений, которая может выбираться тем или иным способом. Например, в качестве величины U можно взять сумму квадратов отклонений теоретических вероятностей pi от соответствующих частот с некоторыми коэффициентами пропорциональности или же максимальное отклонение статистической функции распределения от теоретической и т.п. Очевидно, во всех случаях U есть случайная величина, закон распределения которой зависит от закона распределения случайной величины , о распределении которой мы делаем определенную гипотезу, а так же объема статистического материала.
Если предполагаемая гипотеза верна, то закон распределения U определяется законом распределения величины  [как сложная функция от Q(t)]. Допустим, что закон распределения величины U нам известен. Пусть при обработке результатов было получено, что выбранная нами мера расхождения U приняла некоторое значение u. Мы хотим установить, можно ли объяснить полученное значение u только случайными причинами, и тогда гипотеза наша не противоречит опытным данным или же эта величина слишком велика и указывает на наличие существенной разницы между теоретическим и статическим распределениями (и следовательно, гипотеза наша малоправдоподобна).
Если предположить, что гипотеза наша верна и вычислить в этом предположении вероятность того, что за счет чисто случайных причин, связанных с недостаточным объемом опытного материала, мера расхождения U окажется не меньше, чем наблюденное нами в опыте значение u (а эту вероятность можно вычислить, поскольку, по предположению, закон распределения U нам известен), то если эта вероятность мала – гипотеза наша малоправдоподобна; если велика – гипотеза не противоречит опытным данным.
В статистике в качестве критериев согласования пользуются такими мерами расхождения U, для которых закон распределения обладает весьма простыми свойствами и при достаточно большом опытном материале практически не зависит от теоретической функции распределения Q(t).
Критерий Пирсона Пусть нам известны длительности n наработок некоторого устройства: 1, 2,…n. Разобьем весь диапазон наблюденных значений на k<n разрядов, границы которых обозначим через t(1), t(2); t(2), t(3); t(3), t(4);…; t(i), t(i+1);…; t(k), t(k+1). Подсчитав количество значений mi, приходящееся на каждый i-ый разряд, и разделив это число на общее число наработок n, найдем частность , соответствующую данному разряду, после чего строим статистический ряд:
t(1), t(2)
t(2), t(3)
t(3), t(4)
…
t(i), t(i+1)
…
t(k), t(k+1)
…
…
Сделав предположение о том, что полученные данные подчиняются некоторому теоретическому закону распределения, мы можем найти и теоретические вероятности попадания случайной величины наработки в каждый из разрядов:
p1, p2, p3,…pi,…pk.
При этом следует учесть, что, предполагая известным закон распределения (например, Пуассона, нормальный и т.д.), мы все равно, как правило, не знаем параметров этого закона (например,  для Пуассона, a и  для нормального и т.п.) и часто вынуждены при расчете теоретических вероятностей полагать неизвестные нам значения параметров теоретического закона равными статистическими характеристиками, полученными из опыта.
Проверяя согласованность теоретического и статистического распределений, мы будем исходить из расхождений между теоретическими вероятностями pi и наблюденными частотами . Как показал К. Пирсон, если выбрать в качестве меры расхождения между теоретическим и статическим распределениями величину U в виде
(минимум берется по значениям всех неизвестных параметров теоретического закона распределения), то при больших n закон распределения величины U (заданная в таком виде величина U обычно обозначается через 2) зависит только от числа разрядов k и при увеличении n приближается к известному (табулированному) распределению 2. Это распределение зависит от параметра r, называемого числом «степеней свободы» распределения, которое равно числу разрядов k минус число параметров, минус единица, которая соответствует всегда налагаемому условию:
(1)
Для того, чтобы в формуле (1) не отыскивать минимум соответствующей суммы по неизвестным параметрам теоретического распределения (что связано с громоздкими выкладками, особенно при числе параметров более одного), можно использовать прием, изложенный у Е. С. Вентцель («Теория вероятностей», Физматгиз, 1962 г.). Вместо величины 2, задаваемой формулой (1), при небольшом числе разрядов k можно рассматривать приближенно величину
(2)
в которой при расчете теоретических вероятностей найденные статические характеристики приравниваются соответствующим характеристикам динамического распределения. Например,
если мы подбираем теоретическое распределение с тем условием, чтобы совпадали теоретическое mt и статистическое средние значения;
если мы требуем, кроме того, совпадения теоретической и статической дисперсии и т.д.