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7/25/2019 04_Fiabilidade_AP3
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FIABILIDADE
MESTRADOEMENGENHARIAMECNICA 33
1
JosSobral
REA DEPARTAMENTAL DE ENGENHARIA MECNICA
SECO DE PROJECTO MECNICO, PRODUO E MANUTENO INDUSTRIAL
JosSobral
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
A FUNO DENSIDADE DE PROBABILIDADE DE FALHA UM INSTRUMENTO PODEROSO
PARA VISUALIZAO DE COMO AS FALHAS OCORREM DURANTE A VIDA DO PRODUTO, E
COMO ELAS ESTO ESTATISTICAMENTE DISTRIBUDAS, OU SEJA, OS PRODUTOS PODEM
APRESENTAR FALHAS CONCENTRADAS NO INCIO, MEIO OU FIM DA SUA VIDA E PODEM
SER COMPARADOS PARA VERIFICAR OS POSSVEIS COMPORTAMENTOS DAS FALHAS AO
LONGO DA SUA VIDA.
OS DADOS REFERENTES AOS TEMPOS AT FALHA (TTF=TIME TO FAILURE) QUE
POSSUMOS SERVEM PARA VERIFICAR A QUAL DISTRIBUIO ESTATSTICA ESTES MAIS
SE AJUSTAM.
SABENDO A DISTRIBUIO ESTATSTICA, E A SUA FUNO DENSIDADE DE
PROBABILIDADE DE FALHA [f(t)], COM BASE NA TEORIA ANTERIORMENTEDESCRITA SER POSSVEL DETERMINAR A FIABILIDADE, PROBABILIDADE DE
FALHA, TAXA DE AVARIAS E TEMPO MDIO ENTRE AVARIAS (OU AT AVARIA). 2
3 DISTRIBUIESESTATISTICAS
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
O QUADRO
SEGUINTE MOSTRA
DE UMA FORMA
RESUMIDA OS
PRINCIPAIS TIPOS
BSICOS DE
DISTRIBUIES
ESTATSTICAS
USADAS EM
ESTUDOS DE
FIABILIDADE.
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
A DISTRIBUIOWEIBULL A MAIS GERAL, PRECISA E PRTICA ENTRE TODAS ASOUTRAS DISTRIBUIES POSSVEIS UTILIZADAS NO ESTUDO DA FIABILIDADE,
ENGLOBANDO COM SUFICIENTE PRECISO A MAIORIA DOS CASOS PRTICOS.
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Ernst HjalmarWaloddi Weibull(18 June 1887 12 October 1979) was a Swedishengineer, scientist, and mathematician.
Weibull came from a family that had strong ties to Scania.
He joined the Swedish Coast Guard in 1904 as a midshipman. Weibull moved up theranks with promotion to sublieutenant in 1907, Captain in 1916 and Major in 1940.While in the coast guard he took courses at the Royal Institute of Technology. In 1924he graduated and became a full professor. Weibull obtained his doctorate from theUniversity of Uppsala in 1932. He was employed in Swedish and German industry as aconsulting engineer.
In 1939 he published his paper on Weibull distribution in probability theory and statistics. In 1941 hereceived a personal research professorship in Technical Physics at the Royal Institute of Technology inStockholm from the arms producer Bofors.
Weibull published many papers on strength of materials, fatigue, rupture in solids, bearings, and of course,theWeibull distribution, as well as one book on fatigue analysis in 1961. Twenty seven of these papers werereports to the US Air Force at Wright Field on Weibull analysis.
In 1951 he presented his most famous paper to the American Society of Mechanical Engineers (ASME) onWeibull distribution, using seven case studies. The American Society of Mechanical Engineers awarded Dr.Weibull their gold medal in 1972. The Great Gold medal from the Royal Swedish Academy of EngineeringSciences was personally presented to him by King Carl XVI Gustaf of Sweden in 1978. Weibull died onOctober 12, 1979 in Annecy, France. 5
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A DISTRIBUIOEXPONENCIAL UM CASO PARTICULAR DA DISTRIBUIO DEWEIBULL, ONDE O PARMETRO DE FORMA () ASSUME O VALOR 1. ESTA DISTRIBUIO
TEM GRANDE APLICAO PRTICA EM SISTEMAS COM MUITOS COMPONENTES EM
SRIE, CASO TPICO DE EQUIPAMENTOS ELECTRNICOS, ONDE A TAXA DE AVARIAS DO
SISTEMA CONSTANTE.
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A DISTRIBUIOLOGNORMALAPLICA-SE PRINCIPALMENTE QUANDO OCORRE UMAQUANTIDADE SIGNIFICATIVA DE FALHAS NO INICIO DA VIDA DO PRODUTO,
APRESENTANDO UMA ASSIMETRIA EM RELAO AO VALOR MDIO
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A DISTRIBUIO NORMAL APLICADA PRINCIPALMENTE QUANDO OCORREMPOUCAS FALHAS NO INCIO OU NO FIM DA VIDA DO PRODUTO, CONCENTRANDO-SE EM
TORNO DE UM VALOR MDIO. ESTA DISTRIBUIO APROXIMA-SE BASTANTE DA
DISTRIBUIO DE WEIBULL PARA PARMETROS DE FORMA () COM VALOR
APROXIMADO DE 3,4, SENDO CARACTERIZADA POR UMA PERFEITA ASSIMETRIA EM
RELAO AO VALOR MDIO.
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DEVIDO SUA VASTA APLICAO EM ANLISES DE FIABILIDADE, IREMOS
ABORDAR AS PRINCIPAIS DISTRIBUIES ISOLADAMENTE, ASSIM COMO
PERCEBER ALGUMAS DAS SUAS CARACTERSTICAS E OS SEUS PARMETROS.
DISTRIBUIO WEIBULL TRIPARAMTRICA
DISTRIBUIO WEIBULL BIPARAMTRICA
DISTRIBUIO WEIBULL MONOPARAMTRICA = EXPONENCIAL
DISTRIBUIO NORMAL
DISTRIBUIO LOGNORMAL
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DISTRIBUIO WEIBULL
COMO FOI REFERIDO ANTERIORMENTE, A DISTRIBUIO DE WEIBULL PERMITE UMA
APLICAO MAIORIA DOS CASOS PRTICOS, POIS CONFORME VARIAM OS VALORES
DOS SEUS PARMETROS (, , ) OBTEMOS OUTRAS DISTRIBUIES PARTICULARES,COMO A EXPONENCIAL, A NORMAL E A LOGNORMAL. ESTA DISTRIBUIO PERMITE
CARACTERIZAR AS FALHAS DURANTE AS TRS FASES DA VIDA DE UM BEM (INFANTIL,
VIDA TIL E DESGASTE OU VELHICE).
NA SUA FORMATRIPARAMTRICA(, , ), PERMITE ANALISAR CASOS ONDE OINCIO DE OPERAO DO PRODUTO NO COINCIDE COM O INCIO DA ANLISE.
)(1
.)(.)(
t
ettf10
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A SUA FORMABIPARAMTRICA (, ), TAMBM TEM MUITA APLICAO, DEVIDO MAIOR SIMPLICIDADE E FACILIDADE DE ENTENDIMENTO (BENS NOVOS SEM VIDA
INICIAL).
NA FORMAMONOPARAMTRICA (), COM =1 RESULTA UMA DISTRIBUIOEXPONENCIAL.
t
et
tf ..)(
1
t
etf .1)(
11
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A EXPRESSO PARA O CLCULO DA FIABILIDADE NUMA DISTRIBUIO DEWEIBULL DADA POR :
)(
)(
t
etR
t = VARIVEL (TEMPO, DISTNCIA, CICLOS, ETC)
= VIDA INICIAL OU PARMETRO DE POSIO
= PARMETRO DE FORMA
= VIDA CARACTERISTICA OU PARMETRO DE ESCALA REFERIDO A R=e-1=0,368
LOGO:
)(
1)(
t
etF12
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PARA A SITUAO DA DISTRIBUIO DE WEIBULL COMPARMETRO DE POSICO ()
IGUAL A 0, A EXPRESSO PARA O CLCULO DA FIABILIDADE E RESPECTIVA
PROBABILIDADE DE FALHA VIR :
t
etR )(
t
etF 1)(
SE O PARMETRO DE FORMA ASSUME O VALOR=1, FICAMOS COM UMA
DISTRIBUIO DO TIPOEXPONENCIALCOM TAXA DE FALHA CONSTANTE ((t)=).NESTE CASO, ESTAMOS PERANTE UMA DISTRIBUIO DE WEIBULL MONOPARAMTRICA
E AS EQUAES ASSUMEM FORMAS SIMPLIFICADAS.
t
teetR
.)(
t
teetF 11)( . 13
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O PARMETRO DE POSIO OU VIDA INICIAL LOCALIZA A DISTRIBUIO EM
RELAO ABCISSA (DURAO), PODENDO ASSUMIR VALORES POSITIVOS OU
NEGATIVOS. UM VALOR NEGATIVO INDICA QUE AS FALHAS OCORRERAM ANTES DO
INICIO DE OBSERVAO (EM PRODUO, EM STOCK OU NO TRANSPORTE). SE FOR
POSITIVO, A DISTRIBUIO COMEA DIREITA DA ORIGEM. ESTE VALOR UMAESTIMATIVA DO VALOR INICIAL DA DURAO AT S FALHAS, OU SEJA, AT t=
ESTAMOS PERANTE UM PERODO LIVRE DE FALHAS.
A MELHORIA DE UM PRODUTO FAZ COM QUE O VALOR DA VIDA
CARACTERISTICA () SEJA AUMENTADO, PROMOVENDO UM
DESLOCAMENTO DA RECTA PARA A DIREITA. ASSIM, QUANDO
MELHORAMOS MATERIAIS, REFORAMOS AS SUAS DIMENSES OU
DIMINUIMOS AS SOLICITAES, ESTAMOS A DIMINUIR A TAXA DE
FALHAS CARACTERSTICAE AUMENTANDO A SUA INVERSA VIDA
CARACTERSTICAOUPARMETRO DE ESCALA. 14
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UM AUMENTO DOPARMETRO DE FORMA() PROMOVE O AUMENTO DA INCLINAO
DAS RECTAS NO GRFICO DE WEIBULL. SE COMPARARMOS DOIS PRODUTOS COM
PARMETROS DE FORMA IDNTICOS, ESTES GRFICAMENTE SERO REPRESENTADOS
POR DUAS RECTAS PARALELAS. O VALOR DO PARMETRO DE FORMA DEFINE SE AS
FALHAS OCORREM NO INCIO DA VIDA, NO FIM OU ALEATORIAMENTE.
SE
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DETERMINAO DOS PARMETROSDA DISTRIBUIO WEIBULL
GRAFICAMENTE
PAPEL DIST. WEIBULL
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A PARTIR DE UM CONJUNTO DE DADOS REFERENTES AOS TEMPOS AT
FALHA (TTF) DE UM DETERMINADO COMPONENTE, COMO PODEMOS SABER
EM QUE FASE DO CICLO DE VIDA SE ENCONTRA ESSE COMPONENTE?
QUESTO
TTF:t1= 450 ht2= 4650 ht3= 509 ht4= 3247 ht5= 750 ht6= 1020 h
t7= 2564 ht8= 1456 ht9= 122 ht10= 3110 h
ASSUMINDO UMA DISTRIBUIO DE
WEIBULL (BIPARAMTRICA), PODEREMOS
DETERMINAR OS SEUS PARMETROS
(=PARMETRO DE FORMA E
=PARMETRO DE ESCALA OU VIDA
CARACTERSTICA) ATRAVS DO MTODO
GRFICO. 18
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TRATA-SE DE UM MTODO APROXIMADO, MAS QUE NOS PODER DAR
INDCIOS SOBRE O PERODO QUE O REFERIDO COMPONENTE SE ENCONTRA,
ATRAVS DO VALOR ENCONTRADO PARA O VALOR CORRESPONDENTE AOPARMETRO DE FORMA ().
t
et
tf ..)(
1
t
etR )(
t
et
tf ..)(
1
t
etR )(
EXERCCIO GRFICO
NA POSSE DOS VALORES CORRESPONDENTES AOS PARMETROS DA
DISTRIBUIO, PODEREMOS ENTO CALCULAR A FIABILIDADE PARA UM
QUALQUER TEMPO t. 19
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METODOLOGIA
1 - COLOCAR OS TTF POR ORDEM CRESCENTE
2 - DETERMINAR OS RANKS MEDIANOS MEDIAN RANKS (MR)
(FUNO DISTRIBUIO BINOMIAL ACUMULADA)
NO ENTANTO EXISTE UMA FORMA MAIS SIMPLES, ATRAVS DA DESIGNADA
APROXIMAO DE BERNARD:
50,0)1.(. kNkNk MRMR
4,0
3,0
N
iMR
i = NMERO DE ORDEM DA FALHA
N = DIMENSO DA AMOSTRA
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3 - DESENHAR OS PONTOS NO PAPEL DE WEIBULL (TTF;MR)
4 - TRAAR UMA RECTA QUE PASSE PELO MAIOR NMERO DE PONTOS
5 - DESLOCAR A RECTA PARALELAMENTE AT ENCONTRAR O PONTO DE
REFERNCIA CORRESPONDENTE A [F(T) = 0,632]
6 - LER O VALOR DO PARMETRO DE FORMA ()
QUAL O PERODO DA VIDA OU FASE EM QUE O COMPONENTE SE ENCONTRA?
(REFERNCIA CURVA DA BANHEIRA)
7 - DETERMINAR O VALOR DO PARMETRO DE ESCALA OU VIDA
CARACTERSTICA ()
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DETERMINAR O PONTO DE INTERSECO ENTRE A RECTA TRAADA E A
LINHA CORRESPONDENTE VIDA CARACTERSTICA.
BAIXAR O PONTO AT INTERCEPTAR A ESCALA DOS TEMPOS (ABCISSAS).
O VALOR ENCONTRADO CORRESPONDE VIDA CARACTERSTICA DO TIPO DE
COMPONENTE ANALISADO.
ATENO ESCALA LOGARTMICA UTILIZADA.
A ESCOLHA DA FOLHA MAIS INDICADA TEM A VER COM OS VALORES DOS TTF ANALISADOS.
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OUTRAS QUESTES PARA RESPONDER ATRAVS DA LEITURA DO GRFICO:
a) Qual a fiabilidade para uma misso de 1000 horas?
b) Qual a fiabilidade para uma misso de 1000 horas se quando esta se inicia ocomponente j se encontra com 1000 horas de funcionamento? Que se pode concluir?
c) Qual a maior valor para a misso quando se pretende uma fiabilidade de 95% e se
parte j com 1000 horas de funcionamento?
d) Qual o valor para a taxa de avarias s 1000 horas? E s 2000 horas? Que se pode
voltar a concluir quanto a esta funo?
e) Tente esboar os grficos correspondentes fdp (pdf), taxa de avarias e funo
Fiabilidade para t=0, t=100, t=300, t=500, t=1000, t=2000 e t=3000 horas
SIMULAR COM O SOFTWARE ReliaSoft Weibull ++9
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DISTRIBUIO NORMAL
A FUNO DENSIDADE DE PROBABILIDADE DE FALHA CORRESPONDENTE
DISTRIBUIO NORMAL DADA POR:
2)(
.2
1
..2.
1)(
t
etf
= VALOR MDIO DOS TEMPOS AT FALHA
= DESVIO PADRO DOS TEMPOS AT FALHA
A DISTRIBUIO SIMTRICA EM RELAO AO SEU VALOR MDIO, DO TIPOBIPARAMTRICA, COM OVALOR MDIOCOMOPARMETRO DE ESCALA E O
DESVIO PADROCOMOPARMETRO DE FORMA.24
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Tempo (t)
f(t)
=2
Tempo (t)
f(t)
=12
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OCORREM POUCAS FALHAS NO INCIO E NO FIM DA VIDA DO PRODUTO E QUANTO
MENOR FOR O VALOR DO DESVIO PADRO, MAIOR O PERODO INICIAL E PERODO
FINAL SEM FALHAS.
AFIABILIDADE PARA UMA DISTRIBUIO NORMAL CALCULADA ATRAVS DASEGUINTE EXPRESSO:
dtedttftRt
t
t
...2.
1).()(
2)(
.2
1
COM UMA PROBABILIDADE DE FALHA::
dtedttftRtFt tt
...2.
1).()(1)(
2
)(.21
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COMO SE PODE VERIFICAR, NO EXISTE UMA SOLUO DIRECTA, RECORRENDO-SE A
TABELAS NORMAIS (OU PROGRAMAS COMPUTACIONAIS).
QUANDO SE UTILIZA A TABELA NORMAL DEVEMOS TRANSFORMAR F(t) EM (z),TENDO EM CONTA QUE:
)( t
z
ONDE z A QUANTIDADE DE DESVIOS PADRO.
Ver tabela referente distribuio Normal
OVALOR MDIO ()CORRESPONDE AO PONTO QUE DIVIDE A REA ABAIXO DA CURVA
DA FUNO DENSIDADE DE PROBABILIDADE DE FALHA EM DUAS PARTES IGUAIS.
ODESVIO PADRO REFERIDO AOS PONTOS DE INFLEXO DA MESMA CURVA.
OVALOR MDIOCOINCIDE COM AMEDIANAE AMODA(NICA DISTRIBUIO ONDE
ISTO ACONTECE).27
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L
APLACE
GAUSS
DISTRIBUTIO
N
TABLE
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Cumulative distribution functionProbability density function
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DETERMINAO DOS PARMETROSDA DISTRIBUIO NORMALGRAFICAMENTE
PAPEL DIST. NORMAL
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A PARTIR DE UM CONJUNTO DE DADOS REFERENTES AOS TEMPOS AT
FALHA (TTF) DE UM DETERMINADO COMPONENTE, E SABENDO QUE ESTES
SEGUEM UMA DISTRIBUIO NORMAL, COMO PODEMOS DETERMINAR OS
SEUS PARMETROS (MDIA E DESVIO PADRO)?
QUESTO
TTF:t1= 12080 ht2= 13550 ht3= 10125 ht4= 11260 ht5= 12825 ht6= 14670 h
NO ESQUECER QUE A DISTRIBUIO
NORMAL A NICA DISTRIBUIO ONDE
A MDIA COINCIDE COM A MODA E AMEDIANA.
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PREMISSAS
1 O VALOR DA MDIA () CORRESPONDE A UMA PROBABILIDADE ACUMULADA DE
FALHA DE 50%, LOGO=MR=0,50;
2 O INTERVALO ENTRE15,9%E84,1%=22
%)9,15(%)1,84( tPtP
3 O INTERVALO ENTRE6,68%E93,32%=33
%)68,6(%)32,93(
tPtP
4 O INTERVALO ENTRE2,3%E97,7%=44
%)3,2(%)7,97(
tPtP
5 O INTERVALO ENTRE0,135%E99,865%=66
%)135,0(%)865,99(
tPtP
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1 - COLOCAR OS TTF POR ORDEM CRESCENTE
2 - DETERMINAR OS RANKS MEDIANOS MEDIAN RANKS (MR), DE FORMA
IDNTICA AO QUE FOI EFECTUADO PARA A DISTRIBUIO WEIBULL (OUUTILIZANDO TABELAS PR-CONSTRUDAS).
METODOLOGIA
3 - DESENHAR OS PONTOS NO PAPEL CORRESPONDENTES AOS PARES
(tj;MRj) E RESPECTIVA LINHA AJUSTADA AO MAIOR NMERO DE PONTOS.
4 - DETERMINAR O TEMPO MDIO (MDIA) ATRAVS DA PREMISSA 1.
5 - ESTIMAR O VALOR PARA O DESVIO PADRO ATRAVS DA
PREMISSA 2(OU QUALQUER OUTRA ENUNCIADA)
INTERSECO DA RECTA TRAADA COM A LINHA CORRESPONDENTE A F(t)=0,50
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OUTRAS QUESTES:
a) Qual o valor correspondente mdia desta distribuio?
b) Qual o valor correspondente ao desvio padro para esta distribuio?
c) Entre que tempos se encontram 99,73% das falhas relativas a este componente?
d) Se pretendermos dar uma garantia de 80% de fiabilidade para este tipo de
componente, qual o tempo que deveremos indicar?
e) Tente esboar o grfico correspondente fdp (pdf) para t=6000, t=8000, t=10000,
t=12000, t=14000, t=16000 e t=18000 horas
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DISTRIBUIO EXPONENCIAL
COMO FOI REFERIDO ANTERIORMENTE, A DISTRIBUIO EXPONENCIAL PODE SER
ENCARADA COMO UM CASO PARTICULAR DA DISTRIBUIO DE WEIBULL.
PELA SUA SIMPLICIDADE, ESTA DISTRIBUIO MUITO UTILIZADA (MUITAS VEZES
MESMO SEM SER A MAIS ADEQUADA).
QUANDO OS COMPONENTES SE ENCONTRAM COMPROVADAMENTE EM VIDA
TIL (CURVA DA BANHEIRA), A DISTRIBUIO EXPONENCIAL A QUE MAIS
SE AJUSTA.
REFERE-SE A SITUAES EM QUE OS BENS EXIBEM UMA TAXA DE AVARIAS
CONSTANTE.35
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tetf .)(
MTBF
t 1
)(
EM VIDA TIL, A TAXA DE AVARIAS CORRESPONDE AO INVERSO DO MTBF
MTBF
t
eMTBF
tf .1
)(
tetf ..)( (2 PARMETROS) (1 PARMETRO)
(2 PARMETROS)
MTBFt 1)(
MTBFt
eMTBF
tf .1)( (1 PARMETRO)
A FUNO DENSIDADE DE PROBABILIDADE DE FALHA DADA POR:
36
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
EM VIDA TIL, A FIABILIDADE DADA POR:
(2 PARMETROS)
tetR
.)( (1 PARMETRO)
MTBFt
etR )(
).(
)(
t
etR
MTBF
t
etR )(
A FIABILIDADE CONDICIONAL (OU DE MISSO) DADA POR:
)(
)(
)|( TR
tTR
TtR
TtT
e
e
TtR .
).(
)|(
t
eTtR
.
)|(
OU SEJA, EM VIDA TIL, PARA IGUAIS MISSES OU DURAES NO IMPORTA O TEMPO DE VIDA ACUMULADO AT
AO INCIO DESSA MISSO. 37
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QUANDO POSSUMOS UMA INFORMAO
CONSOLIDADA QUE NOS ENCONTRAMOS
NA FASE DE VIDA TIL, TAMBM
PODEMOS UTILIZAR O PAPEL SEMI-
LOGARTMICO RELATIVO
DISTRIBUIO EXPONENCIAL (FIGURA
AO LADO) PARA MANUALMENTE
DETERMINAR OS PARMETROS.
EXEMPLO:
t1= 450 HORAS
t2= 760 HORAS
t3= 1200 HORAS
t4= 1590 HORAS
t5= 2210 HORAS
ATENO QUE O PARMETRO NAS
ORDENADAS A FIABILIDADE (AO
CONTRRIO DO CASO ANTERIOR) 38
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QUESTES PARA RESPONDER ATRAVS DA LEITURA DO GRFICO:
a) Encontrar o valor correspondente estimativa do tempo mdio entre avarias e
parmetro de localizao da pdf (taxa de avarias) relativos s unidades estudadas.b) Escrever a pdf relativa s unidades.
c) Escrever a expresso relativa fiabilidade das referidas unidades.
d) Determinar grfica e analiticamente a fiabilidade para uma misso de 500 horas.
e) Qual deve ser a misso (em horas) correspondente a uma fiabilidade de 90% (grfica
e analiticamente)?
f) Determine a vida mediana para estes componentes.
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DISTRIBUIO LOGNORMAL
UMA VARIVEL LOGNORMAL DISTRIBUDA SE O SEU LOGARTMO NATURAL t=Ln t
NORMALMENTE DISTRIBUDO.
A FUNO DENSIDADE DE PROBABILIDADE DE FALHA CORRESPONDENTE
DISTRIBUIO LOGNORMAL DADA POR:
2
'
)''(.
2
1
..2'.
1)'(
t
etf
O PARMETRO DE POSIO () CORRESPONDE MDIA DO LOGARTMO NATURAL (Ln )
DOS TEMPOS AT FALHA;O PARMETRO DE FORMA () CORRESPONDE AO DESVIO PADRO DO LOGARTMO NATURAL
(Ln) DOS TEMPOS AT FALHA. 40
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
A DISTRIBUIO LOGNORMAL ASSIMTRICA E OS SEUS PARMETROS DE ESCALA SO
DADOS POR:
2
2
)'('
'
)'.(2
1'
~
eTModa
eTMediana
eTMdia
QUANDO SE TRATA DE UMA DISTRIBUIO LOGNORMAL, AFIABILIDADE DADAPOR:
dtedttftRt
t
t
...2'.
1).'()(
2
')''(.
21
41
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
SENDO A SUA COMPLEMENTAR PROBABILIDADE DE FALHA DADA PELASEGUINTE EXPRESSO:
dtedttftRtF
t tt
...2'.
1
).'()(1)(
'
'
)''(.
2
1'2
SEMELHANA DA ANTERIOR DISTRIBUIO, TAMBM NESTE CASO NO EXISTE UMA
SOLUO DIRECTA, RECORRENDO-SE A TABELAS NORMAIS (OU PROGRAMAS
COMPUTACIONAIS).
A PROBABILIDADE DE FALHA CRESCENTE DESDE t=0 AT AO VALOR DA MODA, ONDEASSUME O VALOR DE 50%, A SEGUIR CONTNUA CRESCENTE, MAS COM MENOS
INTENSIDADE.
'
)''('
t
z
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
TAXA DE AVARIAS (OU FALHA)
TAL COMO REFERIDO EM CAPTULOS ANTERIORES, ATAXA INSTANTNEA DEFALHA OU SIMPLESMENTE TAXA DE AVARIAS OU FALHA , PERMITEDETERMINAR A QUANTIDADE DE FALHAS OCORRIDAS NUMA DADA UNIDADE DE
DURAO. INDEPENDENTEMENTE DA DISTRIBUIO EM CAUSA, A TAXA DE AVARIAS
MATEMTICAMENTE DADA POR:
duraodeunid./av.
)(
)()(
tR
tft
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
A DISTRIBUIONORMAL CARACTERIZADA POR APRESENTAR TAXAS DE AVARIASSEMPRE CRESCENTES, SENDO A VARIAO DADA FUNDAMENTALMENTE PELO VALOR DO
DESVIO PADRO (PARMETRO DE FORMA).
A DISTRIBUIO LOGNORMAL SEMELHANTE NORMAL, SENDO A SUA VARIAOPRINCIPALMENTE DEVIDA AO VALOR DO DESVIO PADRO LOGARTMICO, TAL COMO
REFERIDO ANTERIORMENTE.
A DISTRIBUIOEXPONENCIAL CARACTERIZADA POR APRESENTAR UMA TAXA
DE AVARIAS CONSTANTE.
A DISTRIBUIO DE WEIBULL CARACTERIZA VALORES PARA A TAXA DE AVARIAS NAFORMA DECRESCENTE (1).
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1)(.)(
tt
DISTRIBUIO WEIBULL
1
.)(
tt
1)(t
DISTRIBUIO NORMAL
t
t
t
dte
e
t
...2.
1
..2.
1
)( 2
2
)(.
2
1
)(.
2
1
45
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
DISTRIBUIO LOGNORMAL
t
t
t
dte
e
t
...2'.
1
.
.2'.
1
)( 2
2
'
)'(.
2
1
'
)'(.
2
1
OBVIAMENTE QUE A SOLUO PARA ESTAS EQUAES SER OBTIDA
PREFERENCIALMENTE POR MEIO DE PROGRAMAS INFORMTICOS. 46
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47
METODOLOGIAS AUXILIARES
MEAN TIME TO FAILURE (MTTF)
DADOS SUSPENSOS OU CENSURADOS
INTERVALOS DE CONFIANA
TESTE DE LAPLACE TESTE DE TENDNCIA
GRAU DE AJUSTAMENTO DOS DADOS DISTRIBUIO
ESTIMAO DOS PARMETROS
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48
QUAL A IMPORTNCIA DOSDADOS SUSPENSOS OU CENSURADOS NUMA
ANLISE DE FIABILIDADE QUANDO OS DADOS SE AJUSTAM A UMA
DISTRIBUIO DE WEIBULL?
DADOS SUSPENSOS OU CENSURADOS:
COMO INCORPORAR A INFORMAO SOBRE OS DADOS SUSPENSOS OU
CENSURADOS NA ANLISE DE FIABILIDADE QUANDO OS DADOS SE
AJUSTAM A UMA DISTRIBUIO DE WEIBULL?
10COMPONENTES5AVARIAS5OPERACIONAIS
1000COMPONENTES5AVARIAS950OPERACIONAIS
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49
LEONARD JOHNSON DESENVOLVEU UMA EQUAO ONDE OS DADOS
SUSPENSOS OU CENSURADOS SO INCLUIDOS NA ANLISE, MAS DE DIFCIL
APLICAO QUANDO NO EXISTE SOFTWARE.
DREW AUTH DESENVOLVEU UMA SIMPLIFICAO DA FRMULA DE
JOHNSON, DANDO OS MESMOS RESULTADOS, MAS DE UMA FORMA MAIS
FCIL PARA APLICAO MANUAL.
O PROCEDIMENTO PASSA POR CONSIDERAR E HIERARQUIZAR TODOS OS
DADOS AJUSTANDO OS RANKS COM A PRESENA DE DADOS SUSPENSOS OU
CENSURADOS.
)1(
)1()).((
INVERSO
USTADOANTERIORAJINVERSOAJUSTADO
RANK
NRANKRANKRANK
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50
5AVARIAS
RANK# t MR
1 30 0.1296
2 49 0.3148
3 82 0.5000
4 90 0.6852
5 96 0.8704
ENTO, COMO INCORPORAROS DADOS SUSPENSOS E
DETERMINAR OS MR?
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51
5AVARIAS+
3SUSPENSOS
RANK# t RANKINVERSO RANKAJUSTADO MRAJUSTADO
1 10 8 Suspenso
2 30 7 1.125 0.0982
3 45 6 Suspenso
4 49 5 2.438 0.2545
5 82 4 3.750 0.41076 90 3 5.063 0.5670
7 96 2 6.375 0.7232
8 100 1 Suspenso
MR
0.1296
0.3148
0.50000.6852
0.8704
O MAIOR EFEITO QUE AS SUSPENSES TM A PROMOO DO AUMENTO DA
VIDA CARACTERSTICA (), NO TENDO GRANDE EFEITO NO PARMETRO DE
FORMA ().
DESTA FORMA, SE IGNORARMOS
OS DADOS SUSPENSOS, OSRESULTADOS SERO MAIS
PESSIMISTAS!
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52
GRAU DE AJUSTAMENTO DOS DADOS DISTRIBUIO:
SE OS DADOS SE ALINHAM AO LONGO DE UMA LINHA RECTA NO PAPEL DE
PROBABILIDADE, ISSO UMA EVIDNCIA DE QUE ESSES DADOS RESULTAM
DA DISTRIBUIO EM CAUSA.
EXISTEM ALGUNS TESTES ESTATSTICOS DE AJUSTE COMPLEXOS, COMO O
QUI-QUADRADO, O KOLMOGOROV-SMIRNOFF E OUTROS. NO ENTANTO,
PODEMOS OBSERVAR O SIMPLES COEFICIENTE DE CORRELAO () E
VERIFICAR A BONDADE DO AJUSTE OU A FORA DA RELAO LINEAR
ENTRE DUAS VARIVEIS.
1
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NOTA: ALGUNS AUTORES UTILIZAM O , DESIGNADO COEFICIENTE DE
DETERMINAO PARA VERIFICAR O AJUSTE. ESTE COEFICIENTE CORRESPONDE
PERCENTAGEM DA VARIAO DOS DADOS.
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54
ESTIMAO DOS PARMETROS:
ALM DO MTODO GRFICO J ESTUDADO PARA DETERMINAO DOS
PARMETROS DE UMA DISTRIBUIO, EXISTEM OUTROS MTODOS MAIS
SOFISTICADOS COMO:
RANK REGRESSION (OR LEAST SQUARES)
REGRESSO DO RANK (OU MNIMOS QUADRADOS)
MAXIMUM LIKELIHOOD ESTIMATION
MTODO DA MXIMA VEROSIMILHANA
BAYESIAN ESTIMATION METHODS
MTODOS BAYESIANOS DE ESTIMAO
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A ANLISE POR REGRESSOa AJUSTA A MELHOR RECTA A UM CONJUNTO DE
PONTOS. TIPO UMA VERSO MATEMTICA DO MTODO GRFICO J
ESTUDADO.
a MTODO NO USADO PARA WEIBULL 3P, WEIBULL MISTA, GAMA OU GAMA GENERALIZADA,
CASOS ONDE UMA TCNICA DE REGRESSO NO LINEAR USADA.
OS TERMOS REGRESSO LINEAR E MNIMOS QUADRADOS SO
NORMALMENTE USADOS COM O MESMO SENTIDO. O TERMO RANK
REGRESSION USADO QUANDO A REGRESSO REALIZADA SOBRE OS
VALORES DOS RANKS (MEDIAN RANKS).
O MTODO DOS MNIMOS QUADRADOS EXIGE
QUE A RECTA SEJA AJUSTADA AOS PONTOS DE
TAL FORMA QUE A SOMA DOS QUADRADOS DAS
DISTNCIAS SEJA MINIMIZADA (EM Y OU EM
X).
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56
MTODO DOS MNIMOS QUADRADOS D. EXPONENCIAL NEGATIVA
2 - TRANSFORMAO DOS TEMPOS DE FALHA E FIABILIDADES [1-RANKS
MEDIANOS (MR)]
)falhadatempo(tx )(1ln tFy
1 - DETERMINAO DOS RANKS MEDIANOS (MR)
UTILIZANDO A APROXIMAO DE BERNARD (OU TABELAS). O MTODO NO MUITO INDICADO
PARA QUANDO EXISTEM DADOS SUSPENSOS, EMBORA POSSA SER USADO.
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57
3 - ESTIMAO DE a E b
xbay .
N
i
N
i
i
i
N
i
N
i
N
i
ii
ii
N
x
x
N
yx
yx
b
1
2
12
1
1 1
.
.
.
xbya .
N
x
bN
y
a
N
i
i
N
i
i 11 .
REGRESSO
EM
y
VARIVEL
DEPEND.
VARIVEL
INDEPEND.
PARA A DISTRIBUIO EXPONENCIAL DE 1 PARMETRO:
N
i
i
N
iii
x
yxb
1
2
1
.
.
0a
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58
ybax .
N
i
N
i
i
i
N
i
N
i
N
i
ii
ii
N
y
y
N
yx
yx
b
1
2
12
1
1 1
.
.
.
ybxa .
N
y
bN
x
a
N
i
i
N
i
i 11 .
REGRESSO
EM
x
VARIVEL
DEPEND.
VARIVEL
INDEPEND.
PARA A DISTRIBUIO EXPONENCIAL DE 1 PARMETRO:
N
i
i
N
i
ii
y
yx
b
1
2
1
.
.
0a
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59
DETERMINAO DO COEFICIENTE DE CORRELAO ()
N
i
N
i
ii
N
i
ii
yyxx
yyxx
1 1
22
1
.
.
4 - ESTIMAO DOS PARMETROS DA DISTRIBUIO EXPONENCIAL (,)
b
a
).(.)( tetfREGRESSOE
M
y
REGRESSOE
M
x
b
1
a
).(.)( tetf
OS VALORES DETERMINADOS
ATRAVS DA REGRESSO EM x EDA REGRESSO EM y NEM
SEMPRE SO OS MESMOS. S
ACONTECE QUANDO ESTO
PERFEITAMENTE ALINHADOS (=-1)
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60
EXERCCIO 1A:
DE ACORDO COM TESTES REALIZADOS A 14
UNIDADES IDNTICAS, OBTIVEMOS OS DADOS
CONSTANTES NA TABELA AO LADO.
ASSUMINDO QUE SE TRATA DE UMA DISTRIBUIO
EXPONENCIAL NEGATIVA, ESTIME OS PARMETROS
E DETERMINE O COEFICIENTE DE CORRELAO
USANDO A REGRESSO EM Y (RRY).
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61
EXERCCIO 1B:
REALIZAR O MESMO EXERCCIO, MAS COM
REGRESSO EM X (RRX).
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62
MTODO DOS MNIMOS QUADRADOS DIST. WEIBULL
2 - TRANSFORMAO DOS TEMPOS DE FALHA E RANKS MEDIANOS (MR)
)tln(x )(1lnln tFy
1 - DETERMINAO DOS RANKS MEDIANOS (MR)
UTILIZANDO A APROXIMAO DE BERNARD (OU TABELAS). O MTODO NO MUITO INDICADO
PARA QUANDO EXISTEM DADOS SUSPENSOS, EMBORA POSSA SER USADO.
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63
REGRESSO
EM
y
3 - ESTIMAO DE a E b
xbay .
N
i
N
i
i
i
N
i
N
i
N
i
ii
ii
N
x
x
N
yx
yx
b
1
2
12
1
1 1
.
.
xbya .
N
x
bN
y
a
N
i
i
N
i
i 11 .
VARIVEL
DEPEND.
VARIVEL
INDEPEND.
REGRESSO
EM
x
ybax .
N
i
N
i
i
i
N
i
N
i
N
i
ii
ii
N
y
y
N
yx
yx
b
1
2
12
1
1 1
.
.
.
ybxa .
N
y
bN
x
a
N
i
i
N
i
i 11 .
VARIVEL
DEPEND.
VARIVEL
INDEPEND.
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4 - ESTIMAO DOS PARMETROS DA DISTRIBUIO DE WEIBULL (,)
b
b
a
e
t
et
tf ..)(
1
REGRESSO
EM
y
REGRESS
O
EM
x
b
1
1.
ba
e
OS VALORES DETERMINADOS
ATRAVS DA REGRESSO EM x E
DA REGRESSO EM y NEM
SEMPRE SO OS MESMOS. SACONTECE QUANDO ESTO
PERFEITAMENTE ALINHADOS (=1)
t
et
tf ..)(
1
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65
DETERMINAO DO COEFICIENTE DE CORRELAO ()
N
i
N
i
ii
N
i
ii
yyxx
yyxx
1 1
22
1
.
.
JosSobral
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66
EXERCCIO 2A:
DE ACORDO COM TESTES REALIZADOS A
UNIDADES IDNTICAS FORAM REGISTADOS 6
TEMPOS AT FALHA, NOMEADAMENTE 16, 34, 53,
75, 93 E 120 HORAS. ASSUMINDO QUE SE TRATADE UMA DISTRIBUIO DE WEIBULL (2P), ESTIME
OS PARMETROS E DETERMINE O COEFICIENTE DE
CORRELAO USANDO A REGRESSO EM Y (RRY).
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EXERCCIO 2B:
REALIZAR O MESMO EXERCCIO, MAS COM
REGRESSO EM X (RRX).
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68
MTODO DOS MNIMOS QUADRADOS DIST. NORMAL
2 - TRANSFORMAO DOS TEMPOS DE FALHA E RANKS MEDIANOS (MR)
)()( tFzzy
1 - DETERMINAO DOS RANKS MEDIANOS (MR)
UTILIZANDO A APROXIMAO DE BERNARD (OU TABELAS). O MTODO NO MUITO INDICADO
PARA QUANDO EXISTEM DADOS SUSPENSOS, EMBORA POSSA SER USADO.
)falhadatempo(tx
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REGRESSO
EM
y
3 - ESTIMAO DE a E b
xbay .
N
i
N
i
i
i
N
i
N
i
N
i
ii
ii
N
x
x
N
yx
yx
b
1
2
12
1
1 1
.
.
xbya .
N
x
bN
y
a
N
i
i
N
i
i 11 .
VARIVEL
DEPEND.
VARIVEL
INDEPEND.
REGRESSO
EM
x
ybax .
N
i
N
i
i
i
N
i
N
i
N
i
ii
ii
N
y
y
N
yx
yx
b
1
2
12
1
1 1
.
.
.
ybxa .
N
y
bN
x
a
N
i
i
N
i
i 11 .
VARIVEL
DEPEND.
VARIVEL
INDEPEND.
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70
4 - ESTIMAO DOS PARMETROS DA DISTRIBUIO DE WEIBULL (,)
b
1
.
a
REGRESS
O
EM
y
REGRES
SOE
M
x a
b
OS VALORES DETERMINADOS
ATRAVS DA REGRESSO EM x E
DA REGRESSO EM y NEM
SEMPRE SO OS MESMOS. SACONTECE QUANDO ESTO
PERFEITAMENTE ALINHADOS (=1)
2
2
1
..2.
1)(
t
etf
2
21
..2.
1)(
t
etf
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DETERMINAO DO COEFICIENTE DE CORRELAO ()
N
i
N
i
ii
N
i
ii
yyxx
yyxx
1 1
22
1
.
.
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EXERCCIO 3A:
DE ACORDO COM TESTES REALIZADOS A 14
UNIDADES IDNTICAS, OBTIVEMOS OS DADOS
CONSTANTES NA TABELA AO LADO.
ASSUMINDO QUE SE TRATA DE UMA DISTRIBUIO
NORMAL, ESTIME OS PARMETROS E DETERMINE O
COEFICIENTE DE CORRELAO USANDO A
REGRESSO EM Y (RRY).
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EXERCCIO 1B:
REALIZAR O MESMO EXERCCIO, MAS COM
REGRESSO EM X (RRX).
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74
MEAN TIME TO FAILURE (MTTF):
MEAN
MEDIAN
MODE
MDIA
MEDIANA
MODA
VALOR MDIO = SOMA DOS VALORES / QUANTIDADE DE VALORES
VALOR CENTRAL (50%)
VALOR QUE MAIS SE REPETE NUM CONJUNTO DE VALORES
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75
COMO DETERMINAR OMTTF(MEAN) QUANDO OS DADOS SE AJUSTAM A UMA
DISTRIBUIO EXPONENCIAL NEGATIVA?
0 )(. dttftMTTF
0
... dtetMTTF
t MTBFMTTF
1
COMO DETERMINAR OMTTF(MEAN) QUANDO OS DADOS SE AJUSTAM A UMA
DISTRIBUIO NORMAL?
MTTF
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76
COMO DETERMINAR OMTTF(MEAN) QUANDO OS DADOS SE AJUSTAM A UMA
DISTRIBUIO DE WEIBULL?
11.MTTF
11
MTTF
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77
11.MTTF
11
MTTF
SE 1 MTTF =
SE= 0,5 MTTF = 2
SE< 1 MTTF >
SE> 1 MTTF
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79
ATENO, O INTERVALO DE CONFIANA DEVE SER ESCOLHIDO PRIORI,
ANTES DA ANLISE DOS DADOS!
MTODOS ANALITICOS PARA ESTIMAO DOS INTERVALOS DE CONFIANA:
BETA-BINOMIAL;
MATRIZ DE FISHER;
RAZO DE VEROSIMILHANA;
MONTE CARLO;
PIVOTAL.
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80
MTODO NO PARAMTRICO, ONDE AS FRONTEIRAS SO CALCULADAS
ATRAVS DA DISTRIBUIO BETA-BINOMIAL (DISTRIB. BINOMIAL
MODIFICADA).
O MTODO PARA CONVERTER OS RANKS 5% E 95% (PARA DAR 90% DE
CONFIANA) EM INTERVALOS DE TEMPO AT FALHA USA AS SEGUINTES
EQUAES:
1
)95,0(95,0,
1
1ln.
i
iF
t
1
)05,0(05,0,
1
1ln.
i
iF
t
BETA-BINOMIAL
TABELASDERANKS
http://www.weibull.com/itools/index.htm
DISTRIBUIOBINOMIALACUMULADAPARAZ(RANKDAFALHAj),COMUMADIMENSODA
AMOSTRANENMERODEORDEMj
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
83
5%Ranks
Rank SampleSize
Order 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
1 5.00 2.53 1.70 1.27 1.02 0.85 0.73 0.64 0.57 0.51
2 22.36 13.54 9.76 7.64 6.28 5.34 4.64 4.10 3.68
3 36.84 24.86 8.93 15.32 12.88 11.11 9.77 8.73
4 47.29 34.26 27.13 22.53 19.29 16.88 15.005 54.93 41.82 34.13 28.92 25.14 22.24
6 60.70 47.93 40.03 34.49 30.35
7 65.18 52.93 45.04 39.34
8 68.77 57.09 49.31
9 71.69 60.58
10 74.11
95%Ranks
Rank SampleSize
Order 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
1 95.00 77.64 63.16 52.71 45.07 39.30 34.82 31.23 28.31 25.89
2 97.47 86.46 75.14 65.74 58.18 52.07 47.07 42.91 39.42
3 98.30 90.24 81.07 72.87 65.87 59.97 54.96 50.69
4 98.73 92.36 84.68 77.47 71.08 65.51 60.66
5 98.98 93.72 87.12 80.71 74.86 69.65
6 99.15 94.66 88.89 83.12 77.76
7 99.27 95.36 90.23 85.00
8 99.36 95.90 91.27
9 99.43 96.32
10 99.49
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
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TESTE DE LAPLACE TESTE DE TENDNCIA
O COMPORTAMENTO DAS AVARIAS PODE SER ANALISADO ATRAVS DE UM TESTE
ESTATSTICO NO PARAMTRICO TESTE DE LAPLACE.
ATRAVS DO TESTE PODE-SE ANALISAR A INDEPENDNCIA DOS DADOS RECOLHIDOS,
VERIFICANDO SE A TAXA DE AVARIAS CONSTANTE OU, PELO CONTRRIO, SE OS
TEMPOS AT AVARIA (TTF) APRESENTAM ALGUMA TENDNCIA.
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
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OS TEMPOS ENTRE AVARIAS PODEM ESTAR AAUMENTAR(MELHORIA DA MANUTENO
OU DIMINUIO DA SEVERIDADE DAS CONDIES DE OPERAO) OU ESTAR A
DIMINUIR (PROCESSO DE DEGRADAO, M MANUTENO OU AUMENTO DA
SEVERIDADE DAS CONDIES DE OPERAO, PODENDO NESTES CASOS HAVER
DEPENDNCIA ENTRE AS AVARIAS.
O TESTE DE LAPLACE SERVE PARA VERIFICAR O PRESSUPOSTO DE QUE SE TRATA DE UM
PROCESSO DE POISSON HOMOGNEO (HPP), COM TEMPOS AT AVARIA
ESTATISTICAMENTEINDEPENDENTES E IDENTICAMENTE DISTRIBUDOS(IID).
APS A ORDENAO CRONOLGICA DOS TTF, SELECCIONA-SE A ESTATSTICA DE
TESTE (ET) PARA VERIFICAR A VERACIDADE DA HIPTESE NULA H0 (OS TTF SO
INDEPENDENTES OU A TAXA DE AVARIAS CONSTANTE), TENDO COMO HIPTESEALTERNATIVAH1(OS TTF NO SO INDEPENDENTES OU A TAXA DE AVARIAS NO
CONSTANTE).
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FIABILIDADE_____________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
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A ESTATISTICA DE TESTE UMA VARIVEL ALEATRIA APROXIMADAMENTE NORMAL
(STANDARDIZADA) E PODE ASSUMIR DUAS FORMAS, CONFORME SEJALIMITADA PELO
TEMPO OU PELO NMERO DE AVARIAS, SENDO RESPECTIVAMENTE CALCULADA
ATRAVS DAS SEGUINTES EXPRESSES:
5,0.
..120
1
TN
Ti
NET
N
i
5,0.1
.1.12
1
1
N
N
i
TN
Ti
NET
Ti= Tempo de avaria de ordem iN = Nmero de avarias / ocorrncias acumuladoT0= Tempo final do testeTN= Tempo final do teste (ltima avaria)
LIMITADAPELOTEMPO LIMITADAPELON AVARIAS
TAXADEAVARIASCONSTANTE
TAXADEAVARIASNOCONSTANTE
PROCESSO DE POISSON HOMOGNEO (HPP)
PROCESSO DE POISSON NO HOMOGNEO (NHPP)
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A REGRA DE DECISO ESPECIFICADA EM RELAO A UM DETERMINADONVEL DE
SIGNIFICNCIA().
ESTE VALOR DEFINIDO PELO ANALISTA E CORRESPONDE PROBABILIDADE DEERRADAMENTE SE REJEITAR A HIPTESE NULA (H0) QUANDO ELA VERDADEIRA (ERRO
TIPO I), OU PROBABILIDADE DE ERRADAMENTE NO REJEITAR A HIPTESE NULA (H0)
QUANDO H1 VERDADEIRA (ERRO TIPO II).
NORMALMENTE=1%, 5% ou 10%.
ESTE VALOR DE REFERNCIA (VALOR CRTICO) LIDO NA
TABELA DE DISTRIBUIO NORMAL E COMPARADO COM O
VALOR DA ESTATSTICA DE TESTE (ET).
SE POR EXEMPLOET=0,2272E SE A REGRA DE DECISOFOR =5%(BILATERAL), ESTAMOS PERANTE A SITUAO
RETRATATADA NA FIGURA.
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COMO -1,96
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