Розенберг В.Я. Введение в теорию точности измерительных систем

Подождите немного. Документ загружается.

оо

Р (Я',

Я',) = Р (?

> Д', | г'з ^ Д'з) = ^

г', > Д'з) с1г'

;

(6.179)

Р (Я',

Я'„) = Р (?з > Д'з

г', < Д'з) = 1 - Р {?г < Д'з

г'

< Д'з);

Р (Я'„

Я',) = Р (Г'з < Д'з

г'з •

Д'з) = 1 — Р (Я Д'з

> Д'з).

Можно считать, что функции потерь при контроле каждой субсисте-

мы имеют вид (6.169). Выразим достоверность контроля всей системы

через эти условные вероятности. Предполагая вероятности тех или иных

состояний (годности и негодности) различных субсистем независимыми,

получим, используя (6.178), (6.179), следующие выражения для услов-

ных вероятностей правильных и неправильных решений для системы

в целом

Р (Я.

Я„) = Р

(?з

Дз I

Дз)

Р (?

< Д'з

г', < Д'з);

1=1

Р (Я,

Нг) = Р

(Гз

Э»

Дз | Гз

Дз)

= 1 — П

[ 1

— Р (?3 ^ Д'з

г'з > Д'з)];

1=1

(6.180)

Р (Нг

) = Р

Дз |

Гз < Дз) = 1 —Ц

[ 1

— Р (г'з > Д'з

г'з < Д'з)];

1=1

Р (Я. | Нг)=Р(Гг < Дз

Гз > Дз) = Д Р (г

< Д'з | г'з > Д'з).

1=1

Априорные вероятности состояний системы выражаются через априор-

ные вероятности состояний ее субсистем при помощи соотношений

Р (Но) = Р

(Гз

< Дз) = П Р

(г

< Д'з);

1=1

(6.181)

Р (Нг) = Р (Гз ^ Дз) = 1 — Р

(Гз

< Дз) = 1 — П [1 — Р (г'з > Д'з)].

1=1

С учетом (6.180) и (6.181) мы можем записать выражение для до-

стоверности (среднего риска) поэлементного контроля в виде

1)рц ю.

<=0 1=0

что и дает ответ на поставленный вопрос.

Поэлементный контроль — в общем случае менее достоверный, чем

комплектный, — обладает большей информативностью, поскольку по-

зволяет обнаружить (а затем и заменить) неисправную субсистему, ре-

шая тем самым задачу диагностики. В последнем случае могут возник-

нуть задачи об оптимизации режима поиска неисправности [160], кото-

рые мы далее обсуждать не будем. Кроме того, испытатель вынужден

270

применять поэлементный контроль, когда ИС столь сложны (как напри-

мер, ИС, предназначенные для сбора и обработки метеорологической

информации), что организовать комплектный контроль невозможно.За-

метим, наконец, что поэлементный контроль целесообразен и в тех слу-

чаях, когда стремятся к унификации СК. Так, например, одинаковые

системы обработки (например, в целях оценки корреляционной функ-

ции) могут быть у ИС, работающих с процессами различной физиче-

ской природы (электрические, механические, акустические и другие ви-

ды колебаний). В этих случаях рационально отдельно контролировать

первичные преобразователи (датчики) и системы обработки, поскольку

последние контролируются одинаковыми СК.

Средства (системы) контроля (СК).

( )0(-)—идеальная СК рассматривается на этапе формули-

ровки задачи контроля и в качестве гипотетического устройства, фор-

мирующего «истинное значение измеряемой величины» — в данном слу-

чае истинные решения Н

и Я

необходимые для расчета погрешности

СК, как это делалось выше.

( ) 1 (.) — реальная СК, задача создания которой в принципи-

альном отношении, как указывалось, ничем не отличается от задач со-

здания любых других ИС, ввиду чего в отношении нее справедливы все

те соображения, которые высказаны в этой книге о системах принятия

решения.

( ) 10, ( )11—экземпляр или тип СК представляют инте-

рес в тех же случаях, когда целесообразно рассматривать экземпляр

или тип ИС. Например, здесь возможны следующие 4 ситуации: а) кон-

троль экземпляра ИС экземпляром СК; б) контроль типа ИС экземпля-

ром СК; в) контроль типа ИС типом СК; г) контроль экземпляра ИС

типом СК-

Первая ситуация характерна при создании уникальных ИС. Вторая

ситуация может иметь место при выходном контроле данного типа ИС,

выпускаемого специализированным предприятием, с помощью одной до-

статочно производительной СК. Третья ситуация возникает при серий-

ном выпуске СК, предназначенных для контроля ИС данного типа, на-

пример, в целях оснащения этими СК поверочных лабораторий и про-

мышленных предприятий, занятых выпуском этих ИС. Наконец, четвер-

тая ситуация, которая кажется на первый взгляд довольно экзотиче-

ской, может возникнуть при серийном выпуске СК, когда необходимо

проверить сходимость их показаний, подвергая контролю с их помощью

некоторый конкретный экземпляр ИС. Вопросы оптимизации контроля

во всех этих ситуациях обсуждаются в работе [155].

Для обсуждения особенностей алгоритма и структуры СК в ука-

занных выше случаях необходимо учитывать, по крайней мере, еще

один важный признак, не указанный в классификации (см. рис. 6.16),

а именно: разнообразие видов (назначений) контролируемых ИС, кото-

рые характеризуются классификацией, показанной на рис. 3.12.

6.5. ОБСЛУЖИВАНИЕ НА ЭТАПЕ ЭКСПЛУАТАЦИИ.

МИНИМИЗАЦИЯ АППАРАТУРНОЙ (ДОПОЛНИТЕЛЬНОЙ)

ПОГРЕШНОСТИ

Период эксплуатации — наиболее ответственный этап эволюции ИС

в том отношении, что именно на этом этапе ИС используют в целях, ра-

ди которых они создавались, получая реальный выигрыш за счет изме-

271.

зрительной информации, доставляемой ИС, и неся потери за счет недо-

стоверности этой информации, оцениваемые значением полной погреш-

ности.

Наиболее характерным фактором для периода эксплуатации явля-

ется непредвиденное отклонение с течением времени I значений пара-

метров с(<, г, к), г), г) ИС от их значений

с**

= с**(^

, 2, к);

с* =

с(1н,

2, к); й** = (1**(^н, 2); = г);

= е(/

, г), соответствую-

щих моменту окончания процесса регулировки на этапе производства

(см. выражения (6.139), (6.143)), в силу различного рода естественных

причин (старение, износ, окисление и т. п.).

Каждой конкретной ИС с оператором

Лр(0=^[с(г, 2, к), <!(*, 2), е(4 г)], (6.182)

•входящей в ансамбль (Л

(^)}, который образует тип ИС, соответствует

реализация г

(/)=г

(с, к, I) случайного процесса г

(/) ={г

(/,)},

^(и (и+Т), представляющая собой зависимость аппаратурной (до-

полнительной) погрешности (5.124) ИС от времени I. Поскольку эта

.погрешность входит в качестве составляющей (см. рис. 5.6) в полную

погрешность г(1), последняя также представляет собой случайную

•

функцию времени. Будем характеризовать случайный процесс г(1) одно-

мерным распределением р[г(1)] полной погрешности г по множеству ре-

альных систем для любого фиксированного момента времени (/

+ Т). Тогда начальное распределение р[г^

)] (в предположении, что

начальные моменты времени соответствующие моментам выпуска ИС

из производства в эксплуатацию, для всех экземпляров ИС условно

совмещены) характеризует тип ИС в начальный момент эксплуатации.

В частности, если предположить, что контроль на этапе производства

идеален, то значение г(/

) не превосходит допуска А

, т. е. р[г^

)] та-

кого, что /•(^н)е(О, А

). Процесс >г(1), вообще говоря, нестационарный.

Требования к типу ИС на этапе эксплуатации можно выразить в виде

ограничений, налагаемых на некоторую вероятностную характеристику

процесса г (г). Например, исходя из (6.3), следует потребовать, чтобы

Р[Г(Ь)>А, /н+ГЖв. (6.183)

Учитывая неравенство (6.25), можно также потребовать, чтобы по-

грешность по типу ИС

я (9 = $ гр V (01 аг < I е (^н,

*„

+Т), (6.184)

.-либо наложить ограничения на значение интервала корреляции процес-

са /"(О, что обеспечивает сравнительно малое изменение распределения

р[г{Ц] по сравнению с начальным р{г(/

)] за заданное время Г.

Процесс г(() может быть задан, например, моделью

г(()=а(() г„(1)+Ь{(), ^((ш, (п+Т), (6Л85)

где а({), Ь(() — некоторые неотрицательные и неубывающие детерминированные функ-

ции времени; г {I)—стационарный случайный процесс с нулевым математическим

ожиданием и одномерной плотностью вероятности

и>

(г ). В этом случае, как изве-

стно [311,

I Г г~ — Ь{1\

'(О

:272

(6.186)

причем, если интегральный закон записать в виде

Ф (М) = | ® (О

00 00

= 1— Ф (6.187)

и погрешность по типу (6.184)

(6.188)

Описанная ситуация характерна для процесса г(1) в случае, когда

ИС предоставлены «естественному ходу событий», т. е. при отсутствии

управления (обслуживания) на этапе эксплуатации. Хотя в этом случае

затраты на этом этапе равны нулю, для обеспечения требования (6.183)

необходимо выбрать комплектующие изделия со столь высокой времен-

ной стабильностью (а, стало быть, и стоимостью), что суммарные за-

траты оказываются слишком большими. Поэтому возникает необходи-

мость создания СЛЮ—системы метрологического (или, если

угодно, массового) обслуживания ИС, обеспечивающей управление

состоянием ИС на этапе эксплуатации, например, путем регулировки

и (или) контроля в выбранные каким-либо образом моменты времени

(моменты обслуживания 1

-\-Т), 2, ...) и определения

целесообразной длительности периода Т, т. е. момента изъятия ИС из

эксплуатации (списания).

Таким образом, задача уменьшения погрешности на этапе эксплуа-

тации (задача оптимизации СЛЮ) заключается в выборе методов кон-

троля и регулировки, а также числа и «расстановки» моментов прове-

дения этих операций на протяжении всего интервала времени (и

—

+ Т) нахождения ИС в эксплуатации. Ограничениями в этой задаче,

как обычно, являются допустимые затраты на обслуживание.

Далее мы будем предполагать, что методы контроля и регулировки

при обслуживании каким-либо образом выбраны. Как правило, эти ме-

тоды мало отличаются от соответствующих методов, рассмотренных

в § 6.4. Своеобразие может состоять, например, в выборе множества

испытательных сигналов и модели внешних влияющих факторов, «глу-

бины» контроля. Как правило, исходя из необходимости снизить затра-

ты на эти операции, стремятся по возможности уменьшить число испы-

тательных сигналов и проводить эти операции в нормальных условиях.

Основанием для такого решения является опыт, показывающий, что

существенное отклонение реакции ИС на изменение этих факторов, по

сравнению с наблюдавшейся на этапе производства, маловероятно. Ос-

новываясь на этих соображениях, мы далее рассмотрим лишь задачу

выбора моментов обслуживания.

Опишем вначале качественную картину изменения во времени со-

стояний множества реальных ИС, находящихся в эксплуатации. При-

мерный вид семейства реализаций г(1) Лг(/

+Д/) случайных функций,

каждая из которых представляет собой зависимость полной погрешно-

сти данной ИС от времени, показан на рис. 6.18,а. Кривые плотностей

вероятностей р[г(1

)], р[г(к)], р[г(/

)], ...,

[г (**)], ... случайной ве-

личины г{1) (ср. с рис. 6.15 и 5.6) соответствуют различным моментам

18—96 273

времени и, ..к, ... Заштрихованные площади этих кривых чис-

ленно равны вероятностям

Р (Г) = Р [г (() >• Д] = ^Р[г(1)]йг (6.189)

А]

превышения полной погрешностью системы допустимого значения (до-

пуска) А (ср. с (6.183)) в данный момент времени •*> (рис. 6.18,6). За-

метим, что эта функция, будучи вероятностной характеристикой случай-

ного процесса г(1), неслучайна. Обычно кривая Р{1) имеет тенден-

Р(Ы ^'

! 6

Рис. 6.18. Семейство функций р[/"(^)] (а) и функция Р{1) (б), описывающие точност-

ные свойства ИС на этапе эксплуатации.

цию с течением времени возрастать, вследствие того, что параметры

системы в отсутствие вмешательства извне случайным образом откло-

няются от значений, достигнутых в результате регулировки в производ-

стве. Для того, чтобы удовлетворялось требование (6.183), необходимо

в момент Т

1 пересечения этой кривой с прямой

= сопз! подвергнуть

ИС повторной регулировке (уже на этапе эксплуатации). В результате

регулировки кривая плотности вероятности р[г(Т

1—0)], соответствую-

*> Задача о нахождении характеристик моментов достижения случайным процес-

сом заданных границ («задача о достижении границ») рассматривается в теории случай-

ных процессов [35].

274

щая состоянию множества ИС в момент Г-

р1

д Г

р1

—0, непосредствен-

но предшествующий регулировке, вырождается в кривую р[г(Г

р1

+ 0)],

соответствующую состоянию множества ИС в момент Т+^Д Тр1 + 0,

непосредственно следующий за моментом окончания регулировки. По-

лагая время регулировки Т1 пренебрежимо малым по сравнению с ин-

тервалом ({

, 4+(Тр1—0)), можно считать, что функция Р(1) изме-

няется скачком от значения

Р(Г

1-0) =8 (6.190)

до значения

-Р(Тр1+0)=Р*1, (6.191)

зависящего от качества регулировки. Будем для простоты считать, что

в процессе регулировки настраиваются те же параметры с*

и (1*

(6.146), что и на этапе производства и что в результате регулировки до-

стигается точное значение экстремума (минимум погрешности). Не-

смотря на это, системы не достигнут начального состояния из-за ухода

нерегулируемых параметров с*

, й*

, е (6.147) за время (1

, /я+^рО-

Рис. 6.19. К определению межрегулировочных интервалов.

Если бы регулируемые параметры на протяжении всего времени имели

экстремальные значения, функция Р*{1) возрастала бы от значения

Р*

А Р*(1н) до значения Р*

Д Р(Г

1—0) (см. пунктирную кривую на

рис. 6.18,6).

Пунктирная кривая, проходящая через центры тяжести кривых

Р1

(Ы\ (

СМ

- Р

ис

- 6.18,а), представляет собой математическое ожидание

случайной функции г{1). Согласно (6.184), ординаты этой кривой пред-

ставляют собой полную погрешность Р(/) типа ИС в данный момент

в диапазоне влияющих факторов. Функция Р{1), очевидно, не случайна.

Вид этой функции напоминает вид функции Р(0- В данном случае вы-

ражение (6.25), устанавливающее связь между Р(1) и Р{(), принимает

вид

Р(0ДР[г(0>Д]<Р(0/Д. (6.192)

Поэтому если положить

Р(Гр1—0)=еД=Д

, (6.193)

то требование (6.183) к метрологической надежности заведомо будет

удовлетворяться.

18* 275

Перейдем к рассмотрению задачи определения межрегул про-

вочных (межповерочных) интервалов Т

1—предпо-

лагая, что функция Р({) задана (рис. 6.19).

Момент Г

1 первой регулировки найдем, решив уравнение

М = Т

г.Р((п+М:)=г (6.194)

относительно М. В момент Г

р4

функция Р(1), согласно (6.190) и (6.191)

изменилась от значения е до значения Р*%. Момент Т

р2

второй регули-

ровки найдем аналогично (6.194)

М=Т

р2

:Р(Т

р1

+ М)=е,

в результате чего получим

Р[Г

р1

+ '(Г

р2

0)]

= Р*2

И т. д.

Вообще, зная момент последней 1-й регулировки, можно определить

момент следующей (1+1 )-й регулировки, пользуясь рекуррентным со-

отношением

М = Т

рШ

:Р(Т

р1

+ М)=г, (6.195)

причем Т

1=2

к= 1

Для того, чтобы воспользоваться этим соотношением, необходимо

располагать функцией Р(1). Практически для этого следует получить

оценку этой функции для рассматриваемого типа ИС, взяв число экзем-

пляров ИС, необходимое для получения удовлетворительной точности

оценки. Другой способ состоит в выборе некоторой достаточно правдо-

подобной модели процесса г(1) и получении статистических оценок па-

раметров, входящих в эту модель, с последующим нахождением функ-

ции Р(1) расчетным путем. В качестве такой модели можно, например,,

использовать модель (6.185) или модель марковского процесса, опи-

сываемую уравнением Фоккера-Планка-Колмогорова [35].

Аналогичный способ расчета может быть основан на использовании

соотношения (6.193) и тогда оценке подлежит функция (см., на-

пример, (6.188)), после чего производится расчет межповерочных интер-

валов с помощью этой функции на основе соотношения, подобного

(6.195). При этом, в силу неравенства (6.192), метрологическая надеж-

ность ИС будет удовлетворять предъявляемым требованиям.

Рассмотрим вопрос о целесообразном сроке эксплуатации

ИС. Поскольку с течением времени функция Р*(0 возрастает

(см. рис. 6.18), постольку длительность межрегулировочных интерва-

лов сокращается (рис. 6.19). Примем стоимость однократной регули-

ровки постоянной, не зависящей от состояния ИС на момент регулиров-

ки. Даже в этом случае, начиная с некоторого момента времени, даль-

нейшая эксплуатация ИС становится нерентабельной, так как затраты

на ее поддержание в состоянии, удовлетворяющем предъявляемым тре-

бованиям (6.3), начинают превышать допустимую величину. Предполо-

жим, что некоторым образом определенные «доходы» от эксплуатации

за некоторый фиксированный интервал времени (например, за год) со-

ставляют величину С+, которую будем считать постоянной. Пусть далее

исчисляемые теми же единицами затраты на обслуживание за этот же

период (т. е. за последний год) составили величину С

, зависящую,

276

естественно, от числа п регулировок за этот же период. Пусть стои-

мость одной регулировки равна С

). Тогда С~ = пС

. Если принять в ка-

честве критерия, определяющего момент списания ИС, тот момент, ког-

да расходы на ее эксплуатацию превысят доходы, то, приравнивая С~

и С+, получим

/2*

= С-/С<1)=С+/С

(1)

. •)

Таким образом, ИС подлежит описанию, если число необходимых

регулировок за фиксированный интервал времени начинает превышать

величину я*. Теперь легко определить общий срок Т, в течение котоо:>-

го целесообразно эксплуатировать ИС.

Этап эксплуатации можно охарактеризовать рядом признаков, по-

рождающих классификацию видов обслуживания (рис. 6.20). Рассмот-

рим особенности этапа эксплу-

атации, в соответствии с при-

знаками, положенными в осно-

ву классификации, а также

^ особенности СМО, обусловлен-

р ные этими признаками.

Вид

обслуживания

бОЗ.УО'ЖИССГГ.Ь

подмены

Межрегулировоч-

ный. интербал

I/.одного г.вяпоки

Заказ-

1+1

\Да П1 Везн -х

Негг

Спи-.

Рис. 6.20. Классификация видов обслужива-

ния на этапе эксплуатации.

Рис. 6.21. Схема

СМО.

0( )—эксплуатация без обслуживания. В этом случае функции

Р(1) (6.189) и Я(1) (6.192), как правило, монотонно возрастают на

интервале (*„, причем Р(Т)=е и Р(1)—Ав- Мы отмечали, что

подобный способ эксплуатации может повлечь за собой столь жесткие

требования к временной стабильности комплектующих изделий (а, ста-

ло быть, столь весомую их стоимость), что он может оказаться нерен-

табельным, несмотря на то, что никаких затрат на обслуживание не

требуется.

1 ( ) — эксплуатация с обслуживанием — широко используемый

способ эксплуатации (принятый, в частности, для ИС). требующий

создания СМО. Задачи анализа и оптимизации СМО расматризаются

в теории, массового обслуживания [51...54]. Заметим, что все критерии

оптимума СМО, используемые в этой теории (вероятность отказа в об-

служивании. время ожидания начала обслуживания и т п.), по-видимо-

му, могут быть сведены к критериям, связанным с (6.3), обсуждавшим-

ся в § 6.1. Действительно, назначение СМО, в конечном счете, состо-

ит в том, чтобы обеспечить «нормальное функционирование» обслужп-

277.

ваемых объектов (см. (6.183), (6.184)), а сама СМО является лишь

частью БС, связанной с этапом эксплуатации.

10(....)—обслуживание с поверкой. Подобная СМО (рис. 6.21)

предназначена для изъятия негодных ИС из сферы эксплуатации. Год-

ные ИС возвращаются для эксплуатации на протяжении очередного

(1+1) -го межповерочного интервала. Заметим, что множество ИС дан-

ного типа, находящихся в эксплуатации, является конечным. Поэтому

вероятность Р(') (6.183) следует рассматривать лишь как предел

Р[Г(0>Д, Ь + Т)]= 11т

Яне

"Г

(6.197)

0614

отношения числа п

1ЮГОДН

негодных ИС данного типа к общему числу

«общ таких ИС, находящихся в эксплуатации. Отсюда следует, что при

данном способе обслуживания (в предположении, что поверки произ-

водятся достаточно часто и решения о годности и негодности прини-

Рис. 6.22. Структурная СМО 1-го типа.

маются безошибочно) в силу монотонного возрастания функции Р(()

на интервале (1

, ^

-\-Т), имеющего место в этом случае, в обращении

будут находиться только годные ИС, но их число будет с течением вре-

мени уменьшаться, что может привести к нежелательным последстви-

ям. Поэтому необходимо либо с самого начала иметь достаточно боль-

шой запас ИС по сравнению с действительно необходимым числом, ли-

бо производить пополнение парка ИС по мере их забракования.

11 (....)—обслуживание с поверкой и регулировкой отличается от

предыдущего тем, что наряду с поверкой ИС производится их регули-

ровка, что приводит к скачкообразному изменению функций Р(1) и

Я(0 в моменты регулировки (см. рис. 6.19). Операции поверки и

регулировки могут производиться в различной последовательности,

в соответствии с чем можно рассматривать СМО двух типов:

1 тип («поверка-регулировка») — (рис. 6.22). На регулировку на-

правляются лишь ИС, признанные в результате поверки негодными,

а признанные годными направляются для дальнейшей эксплуатации без

регулировки. Отрегулированные ИС вновь поступают на поверку, где

принимаются аналогичные решения и т. д. Списанию подлежат ИС

с истекшим сроком службы, а также ИС, не поддающиеся регулиров-

ке, т. е. совершившие несколько циклов «поверка-регулировка» без

направления в эксплуатацию.

2 тип («регулировка-поверка») отличается от предыдущего тем,

что все ИС, поступающие в СМО, независимо от их фактического состо-

яния подвергаются регулировке, после чего поступают на поверку. Вви-

278

ду этого стоимость обслуживания в СМО данного типа оказывается вы-

ше, чем для предыдущего, однако при этом достигается более высокое

качество типа ИС — кривые и к У) при прочных равных условиях

будут лежать ниже соответствующих кривых для предыдущего случая.

1 (.)0(...)—унифицированное обслуживание. Все ИС данного типа,

независимо от особенностей их конкретного применения «владелы:?.\:н»

проходят обслуживание, имеющее целью привести их показатели = со-

ответствие с нормированными характеристиками для всего типа ПС

(например, с заводскими паспортными данными). Достоинство данного

способа состоит в возможности применения стандартной (типовой,)

технологии обслуживания для всех ИС данного типа, что способству-

ет повышению производительности СМО.

1(.)1 (...)•—индивидуальное обслуживание. При обслуживании

каждого конкретного экземпляра ИС учитывают особенности его кон-

кретного применения «владельцем», например, вид критерия точности,

зависящий от особенностей суперсистемы, априорное распределение

или диапазоны возможного изменения влияющих факторов (исследу-

емого процесса, неконтролируемых возмущений) и т. д., короче гозоря,

данные, сообщаемые «владельцем», полученные им в результате реше-

ния задачи комплексирования (см. § 6.3). Таким образом, ИС одного и

того же типа обслуживаются по различным программам. В частности,

вместо поверки в данном случае речь идет об аттестации. Усложнение

процесса обслуживания по сравнению с предыдущим случаем оправды-

вается возможностью получить более высокую точность ИС, поскольку

в процессе регулировки достигается минимум погрешности в сравни-

тельно узком диапазоне влияющих факторов, значение которого мень-

ше, чем во всем диапазоне (см. (4.148)). При этом можно устранить

недостатки определения погрешности, свойственные методу «наихуд-

шего случая», о которых говорилось в § 4.1. Заметим, что при исполь-

зовании в процессе обслуживания ЭВМ необходимые данные, опреде-

ляющие требуемые индивидуальные особенности обслуживаемой ИС,

«закладываются» в программу; при этом затраты на данный вид обслу-

живания незначительно превышают затраты при унифицированном об-

служивании. Что же касается получаемого выигрыша в точности НС,

то он может оказаться весьма значительным.

1(..)0(..)—обслуживание с подменой позволяет резко сократить

время обслуживания, поскольку при сдаче ИС на обслуживание -^вла-

делец» тут же получает годную однотипную ИС из подменного фонда.

Такой выигрыш не дается «даром», поскольку необходимо иметь зна-

чительный подменный фонд. Заметим также, что в этом случае возмож-

ность индивидуального обслуживания исключена.

1(..)1(..)—обслуживание без подмены заставляет «владельца» ожи-

дать обслуживания «своей» ИС, что в среднем приводит к исключению

из сферы эксплуатации числа ИС, вполне соизмеримого с числом ИС,

образующим подменный фонд, хотя и допускает возможность индиви-

дуального обслуживания. Стоит отметить, что на практике в боль-

шинстве случаев принят способ унифицированного обслуживания без

подмены, аргументы в пользу котого в известной нам литературе не

обсуждаются.

1(...)0(.) —обслуживание с постоянным интервалом — способ, при-

нятый в настоящее время, который не учитывает накопления необра-

тимых изменений в ИС, связанных с «уходом» нерегулируемых пара-

метров.

279.