ТИ 34-70-013-82. Типовая инструкция по оценке состояния главной изоляции обмоток статоров генераторов на основе типовых кривых вероятности аварийного пробоя

(утв. Минэнерго СССР)

МИНИСТЕРСТВО ЭНЕРГЕТИКИ И ЭЛЕКТРИФИКАЦИИ СССР

ТИПОВАЯ ИНСТРУКЦИЯ ПО ОЦЕНКЕ СОСТОЯНИЯ ГЛАВНОЙ ИЗОЛЯЦИИ ОБМОТОК СТАТОРОВ ГЕНЕРАТОРОВ НА ОСНОВЕ ТИПОВЫХ КРИВЫХ ВЕРОЯТНОСТИ АВАРИЙНОГО ПРОБОЯ

ТИ 34-70-013-82

до 1 января 1988 года

Разработано Всесоюзным научно-исследовательским институтом электроэнергетики (ВНИИЭ).

Составители: Л.А. Белова (ВНИИЭИМ), Л.Г. Маликонянц (ВНИИЭ), В.Н. Тутубалин (МГУ).

Согласовано со Всесоюзным научно-исследовательским институтом электроизоляционных материалов и фольгированных диэлектриков (ВНИИЭИМ) и Московским Государственным Университетом имени М.В. Ломоносова (МГУ).

Утверждено Главным техническим управлением по эксплуатации Энергосистем.

Заместитель начальника К.М. Антипов.

Рассмотрение и анализ отдельных случаев или видов повреждений различных элементов генератора имеют большое техническое значение.

Правильно понятый и своевременно изученный недостаток, переделка неправильно сконструированного узла, естественно, приводят к повышению надежности оборудования. Такой подход к рассмотрению и оценке состояния оборудования и его усовершенствованию необходим и полезен, особенно для приработочного периода.

Вместе с тем полезно иметь практически осуществимую возможность общей оценки состояния всей совокупности работающих генераторов, возможность обоснованного разделения всей совокупности на нормальные и анормальные группы с выполнением более детального анализа для последних с целью ликвидации «узких» мест. Это возможно, если располагать данными, характеризующими общие закономерности поведения отдельных элементов генераторов, закономерности возникновения и развития дефектов.

Подобные закономерности могут быть выявлены лишь на большом экспериментальном материале при использовании математического аппарата теории вероятностей и математической статистики. В качестве экспериментального материала наряду с другими могут быть использованы эксплуатационные данные.

Как известно, аварийные повреждения корпусной изоляции обмоток статоров генераторов в эксплуатации составляют значительную часть всех повреждений генераторов. Полученные во ВНИИЭ на основе обработки данных об эксплуатационных пробоях корпусный изоляции типовые кривые вероятности аварий описывают закономерности качественного изменения состояния нормальной, удовлетворяющей заданным техническим требованиям, корпусной микалентной изоляции в зависимости от длительности ее эксплуатации. Указанные кривые позволяют получать количественные оценки аварийности, которые помогают в различных ситуациях оценивать состояние машин и анализировать отдельные явления. Практические расчеты по получению количественных оценок аварийности корпусной изоляции при наличии типовой кривой вероятности аварий не требуют больших затрат времени и достаточно просты. Вместе с тем они позволяют анализировать состояние изоляции за прошедший период и прогнозировать возможность возникновения аварий на заданный период в будущем.

В настоящей Типовой инструкции изложены основные положения оценки состояния корпусной изоляции обмоток статоров генераторов по указанной кривой, характеризующей закономерности старения изоляций.

Инструктивной частью являются указания по практическому использованию типовой кривой вероятности для расчетов и область возможных расчетов. Область таких расчетов практически не ограничена и не может быть полностью перечислена в настоящей Типовой инструкции, однако рассмотрение ряда конкретных задач позволяет понять механизм методики количественной оценки состояния корпусной изоляции и использовать ее в любой практической ситуации.

С этой целью в Приложении 1 разобрано достаточно большое количество практических примеров.

Так как в процессе практического анализа в ряде случаев требуется сравнение типовой и так называемой текущей <1> кривой вероятности аварийного пробоя для лучшего уяснения изложенных инструктивных указаний в Приложении 2 даются основные положения по методике получения текущих кривых вероятности аварийного пробоя изоляции.

<1> Кривая называется текущей, так как она вычислена по текущим статистическим данным на определенный момент времени. С поступлением новой информации (другой момент времени, изменение состава совокупности, ее качества и т.п.) эта кривая, в отличие от типовой, может меняться.

1. ОБЩАЯ ЧАСТЬ

1. Причины возникновения аварийных пробоев изоляции различны. В одних случаях можно указать явную причину повреждения изоляции (например, допущенная при сборке или ремонте небрежность, приводящая к механическому повреждению изоляции, воздействие напряжения более высокого класса, ненормальный режим эксплуатации, повреждение при аварии другого элемента, например, короткое замыкание из-за нарушения паянного соединения лобовых частей обмотки и т.п.). В других случаях пробой происходит как бы без всякой видимой причины и в аварийном акте при этом записывается: причиной пробоя является местный дефект изоляции или приводится какая-нибудь малообоснованная или сомнительная причина.

2. С точки зрения применения теории вероятностей и физического смысла задачи оценки состояния изоляции указанные два вида аварий резко различны. В первом случае понятие вероятности не имеет смысла, так как случаи постороннего <1> повреждения изоляции разнообразны и вместе с тем сравнительно редки. При таком разнообразии, естественно, не удается получить в каждом отдельном случае необходимую для исследования статистически однородную совокупность и, кроме того, при этом задачей исследования являлось бы изучение природы данного постороннего воздействия, а не свойств собственно изоляции. Поэтому случаи аварийных повреждений, вызванных посторонними причинами при выполнении предлагаемого настоящей Типовой инструкцией характера анализа состояния изоляции, не должны привлекаться к исследованию, но в случае потребности они могут быть независимо подвергнуты самостоятельному анализу с соответственно сформулированной задачей и моделью исследования.

<1> К таким повреждениям относятся повреждения, вызванные внешними механическими воздействиями, воздействием напряжения более высокого класса, грозовым перенапряжением и т.п.

В случае же обработки данных об аварийных пробоях, происшедших как бы без видимой причины, в первом приближении получается близкая к статистически однородной совокупность, то есть в этом случае можно ставить задачу об определении вероятности аварийного пробоя изоляции, наступающего вследствие развития местных дефектов, и о получении количественной оценки ее состояния.

3. Любая реальная совокупность изоляции состоит из определенной, обычно довольно большой доли так называемых нормальных машин, удовлетворяющих заданным техническим требованиям на конструирование, изготовление и эксплуатацию и сравнительно небольшой доли анормальных машин, отклоняющихся в лучшую или худшую сторону, для которых пробой без явно выраженной причины тем не менее был вызван скрытым дефектом конструирования, изготовления или эксплуатации. Возможность четкого выделения этих отклоняющихся групп и их последующее детальное исследование позволяет выполнить при сравнительно малых затратах достаточно точный анализ состояния изоляции рассматриваемой конкретной совокупности машин (в целом для всей совокупности и вплоть до отдельной конкретной машины) и принять соответствующие технические меры по нормализации возникшей ситуации.

По совокупности нормальных машин (определенных в процессе указанного анализа) предпринимать ничего не следует, можно ограничиться задачей прогнозирования аварийности, т.е. подсчетом предполагаемого числа аварийных пробоев на предстоящий заданный период времени, и приготовиться к выполнению ремонтных работ (заготовить резервные стержни, оснастку и т.п.).

4. Подобный анализ возможен, если располагать типовой кривой вероятности аварий корпусной изоляции обмоток статоров генераторов. Такая типовая кривая существует <1>, она получена на основании обработки данных об аварийных пробоях микалентной изоляции представительной группы генераторов с воздушным и водородным охлаждением за длительный период их эксплуатации.

<1> М.: «Электричество», 1979, № 5, стр. 54 — 58.

Эта типовая кривая вероятности аварий корпусной изоляции обмоток статоров характеризует микалентную изоляцию в ее нормальном исполнении и может быть использована в качестве эталона для практического анализа рабочего состояния изоляции любого возможного сочетания групп генераторов: турбо- и гидрогенераторов или отдельных групп, объединенных различными признаками, например уровнем номинального напряжения, территориальным размещением, принадлежностью к заводу-изготовителю и т.п., но с учетом вида охлаждения обмотки статора (от вида охлаждения зависит наклон типовой и текущих кривых).

5. Знание закономерности поведения во времени нормальной изоляции позволяет получать различные количественные оценки для вышеуказанных разнообразных сочетаний машин в предположении их принадлежности к нормальной (среднестатистической) совокупности.

Сопоставление их фактической повреждаемости с эталонными количественными оценками, полученными по типовым характеристикам, позволяет анализировать состояние оцениваемой изоляции и в ряде случаев прогнозировать опасность появления аварийного пробоя. Это позволяет эффективно решать практические задачи по оценке рабочего состояния изоляции обмоток статоров генераторов в различных реальных ситуациях.

6. К таким практическим задачам относятся:

а) оценка необходимого количества новых машин для достоверного испытания новой изоляции;

б) оценка качества новых видов изоляции на малом экспериментальном материале;

в) оценка степени изношенности изоляции отдельной длительно работавшей машины;

г) возможность выделения из общей совокупности генераторов отдельных типов, видов или групп генераторов с резко большей или резко меньшей аварийностью;

д) осуществление систематического или периодического контроля за состоянием изоляции обмоток статоров наблюдаемой совокупности (контроль стабильности статистической однородности совокупности);

е) анализ состояния изоляции по отдельным энергосистемам или другим территориальным признакам;

ж) оценка качества выпущенной продукции по отдельным заводам-изготовителям;

з) оценка эффективности различных конструктивных решений;

и) сравнительная оценка качества новых видов изоляции (в сравнении с микалентной изоляцией);

к) проверка правильности учета пробоев в работе по отдельным электростанциям или отдельным энергосистемам;

л) прогнозирование аварийности по заданной совокупности на заданный период времени;

м) обоснованное планирование крупных реконструктивных работ (полные перемотки обмоток статоров и т.п.) и регулирование благодаря этому уровня ежегодной удельной аварийности изоляции;

н) определение потребного на планируемый год количества запасных стержней и обмоток с учетом аварийности отдельных типов генераторов.

7. Во всех перечисленных выше и других аналогичных задачах предлагается производить сравнение показателей изоляции анализируемой совокупности с показателями типовой, эталонной кривой вероятности аварийного пробоя, характеризующей нормальное состояние изоляции.

8. Практическое решение перечисленных выше задач требует различного методического подхода.

Вместе с тем общим для всех задач является следующее:

а) практически во всех случаях необходимым, а в некоторых достаточным является определение параметра распределения Пуассона, т.е. определение математического ожидания (МО) возможного числа аварий по типовой кривой и сравнение его с фактическим числом аварий, имевшим место на анализируемой совокупности, или принятие математического ожидания как величины ожидаемой аварийности;

б) в большинстве задач, как например, в задаче систематического статистического контроля за состоянием изоляции наблюдаемой совокупности генераторов требуется также сравнение вновь полученной так называемой текущей кривой вероятности аварии с типовой кривой;

в) во многих задачах полезным является использование графиков календарной повреждаемости (удельной повреждаемости по годам).

9. В разд. 2 изложены общие положения методики использования типовой кривой вероятности аварийного пробоя микалентной изоляции для практической оценки состояния корпусной изоляции обмоток статоров генераторов.

10. Типовые кривые вероятности аварийного пробоя для генераторов с новыми видами изоляции и для электродвигателей в настоящей Типовой инструкции не приводятся. Для этих групп машин по приведенной в Типовой инструкции кривой могут быть выполнены только сравнительные расчеты.

2. ИСПОЛЬЗОВАНИЕ ТИПОВОЙ КРИВОЙ ВЕРОЯТНОСТИ АВАРИЙНОГО ПРОБОЯ ДЛЯ ОЦЕНКИ СОСТОЯНИЯ КОРПУСНОЙ ИЗОЛЯЦИИ ОБМОТОК СТАТОРОВ ГЕНЕРАТОРОВ

11. Для практических расчетов в качестве исходных показателей должны быть приняты единица площади и единица времени, так как при принятой статистической модели распределение величины \mu(M_{i},t_{i},T_{i}) <*> зависит лишь от площади изоляции S_{i} для машины M_{i} и интервала времени ее эксплуатации (t_{i},T_{i}) (предполагается, что число аварийных пробоев изоляции площади S имеет пуассоновское распределение).

<*> Величина \mu означает число аварий изоляции, происшедших на машине M_{i} ( M_{i} есть i-ая машина из рассматриваемой совокупности), в то время как она проходила эксплуатацию от момента t_{i} до момента T_{i} (время отсчитывается с начала эксплуатации, причем учитывается только рабочее время).

12. За единицу площади корпусной изоляции следует принять 100 м2.

13. За единицу времени следует принять 1 \cdot 10^{4}\text{часа} , что соответствует примерно 1,5 — 2 годам эксплуатации для базисных электростанций и 2,5 — 3 годам эксплуатации для электростанций, работающих в пиковом режиме.

14. Для расчета при анализе выбранной совокупности генераторов в общем случае необходимо иметь следующие данные:

а) паспортные и технические данные, в том числе сведения о перемотках, реконструкциях всех анализируемых машин;

б) количество единиц площади, содержащееся в каждой из рассматриваемых машин и в целом по совокупности;

в) количество единиц времени для каждой машины с момента начала ее эксплуатации или ее полной перемотки до рассматриваемого в задаче времени с делением на календарные периоды. Последнее необходимо для возможности выделения определенных временных периодов, представляющих интерес для расчетчика;

г) фактическая аварийность корпусной изоляции обмоток статоров данных машин за прошедший период.

В отдельных задачах полный объем перечисленных данных не требуется.

15. Для расчетов используются:

• типовая кривая, характеризующая закономерность старения нормальной микалентной изоляции при ее работе с воздушным или водородным охлаждением (независимо от вида, типа генератора, места его установки, завода-изготовителя и т.п.);
• текущие кривые вероятности аварийного пробоя реальных, практически всегда статистически неоднородных совокупностей изоляции (по состоянию на заданный момент времени) из-за наличия в их составе, помимо нормальной изоляции, отдельных групп, выполненных с нарушением принятых правил ее изготовления и эксплуатации: это могут быть ошибки конструирования, нарушения технологии производства или ремонта, нарушения правил эксплуатации и т.п. (методика обработки данных для получения текущих кривых вероятности аварийного пробоя изложена в Приложении 2);
• параметр распределения Пуассона (математическое ожидание числа аварийных пробоев — МО).

16. В основе решения практически всех крупных задач лежит сравнение текущей кривой вероятности аварийного пробоя с типовой:

• в случае их совпадения вся процедура анализа может быть закончена, так как анализируемая совокупность должна быть признана однородной, удовлетворяющей нормальным требованиям. В этом случае следует лишь выполнить контрольный тест проверки однородности анализируемой совокупности;
• в случае их несовпадения прежде всего необходимо проанализировать соотношение рассматриваемых кривых. Если текущая кривая лежит на всем диапазоне выше типовой, то текущая исследуемая совокупность содержит группы, отклоняющиеся в худшую сторону; если ниже типовой кривой, то содержит в своем составе группы, отклоняющиеся в лучшую сторону. Текущая кривая может пересекать типовую. В таком случае исследуемая совокупность имеет отклонения как в лучшую, так и худшую сторону.

17. При обнаружении неоднородности совокупности (по отклонению текущей кривой от типовой) следует выполнить ее проверку на однородность с выделением отклоняющихся групп.

Принципиально проверка статистической однородности совокупности состоит в вычислении параметра Пуассона \lambda , т.е. математического ожидания числа аварий на той или иной совокупности машин или их части и сравнения этого ожидаемого числа с фактическим числом аварий \mu .

При значимом несовпадении этих величин (уровень значимости задается в каждой конкретной задаче) соответствующие группы должны быть выделены в отклоняющиеся.

18. Типовая кривая вероятности аварийного пробоя изоляции позволяет подсчитать для каждого генератора анализируемой совокупности ожидаемое число аварийных пробоев в предположении его соответствия нормальным показателям. Далее путем суммирования \lambda отдельных машин ожидаемое (соответствующее норме) число аварийных пробоев может быть получено по любым, желательным для анализа перегруппировкам генераторов.

Сравнение расчетного ожидаемого и фактического числа аварийных пробоев данной совокупности, ее отдельных групп или отдельных генераторов позволяет сделать заключение об их соответствии эталону или отклонению от него.

В частности, для оценки возможного влияния различных «сбоев», например:

• технологического — следует произвести сопоставление показателей рассматриваемых генераторов по отдельным заводам;
• конструктивного — по типам;
• эксплуатационного — по электростанциям;
• ремонтного (например, для оценки качества выполненных полных перемоток обмоток статоров) — по генераторам, прошедшим перемотки, можно с подразделением по предприятиям-исполнителям и т.д.

19. Выявленные отклоняющиеся группы исключаются из текущей совокупности. Вновь просчитываются частоты и кривая вероятности аварийного пробоя. Полученная кривая еще раз сравнивается с типовой. Обычно число итераций невелико и совпадение расчетной и типовой кривой достигается сравнительно легко. Затем производится технический анализ отклоняющихся групп и вырабатываются соответствующие рекомендации для воздействия на состояние исследуемой изоляции.

20. Из вышеизложенного видно, что при решении задач практического анализа важное значение имеет параметр распределения Пуассона (\lambda) .

21. В большинстве ситуаций число аварий, рассматриваемых как случайные (согласно принципам классификации, сформулированным в п. 2), представляет собой случайную величину \mu , подчиняющуюся распределению вероятностей Пуассона. Это означает, что

где \lambda — параметр распределения Пуассона (математическое ожидание случайной величины \mu ).

22. Число случайных аварийных пробоев \mu может относиться к одной машине или к совокупности машин, рассматриваемых в течение определенного периода эксплуатации (период эксплуатации может быть своим для каждой машины и охватывать как все время эксплуатации данной машины, так и любую его часть).

23. Значения параметра \lambda для конкретной машины, отвечающие заданному интервалу времени, скажем i-ой единице рабочего времени (т.е. времени эксплуатации от [i - 1] \cdot 10^{4}\text{часов} до i \cdot 10^{4}\text{часов} ), получаются умножением площади S изоляции этой машины на число p_{i} , взятое по типовой кривой, приведенной в табл. 1 (при этом площадь S должна быть измерена в сотнях квадратных метров).

Таблица 1

микалентной изоляции (100 м2) и для интервалов рабочего

26. Может представиться случай, когда интервал [t_{i},T_{i}] не состоит из целого числа интервалов вида [ (i - 1) \cdot 10^{4} и i \cdot 10^{4}\text{часов} ]. В этом случае интервалу вида [ (i - \alpha) \cdot 10^{4} и i \cdot 10^{4}\text{часов} ], где \alpha — число, меньшее единицы, соответствует величина \alpha p_{i} таким же способом, каким величина p_{i} соответствует интервалу [(i - 1) \cdot 10^{4},i \cdot 10^{4}\text{часов}] .

Пример. Вычислить p_{i}(t_{i},T_{i}) , где t_{i} = 3730\text{ч} ; T_{i} = 33850\text{ч} . Интервал (3730 ч, 33850 ч) разбивается на следующие четыре части (3730; 1 \cdot 10^{4}\text{часов} ); (1 \cdot 10^{4};2 \cdot 10^{4}\text{часов}) ; (2 \cdot 10^{4};3 \cdot 10^{4}\text{часов}) ; ( 3 \cdot 10^{4} ; 33850 часов). Первому интервалу соответствует \frac{10^{4} - 3730}{10^{4}} p_{1} \approx 0,63p_{1} ; второму и третьему интервалу отвечают p_{2} и p_{3} . Четвертому интервалу соответствует \frac{4 \cdot 10^{4} - 33850}{10^{4}} p_{4} \approx 0,62p_{4} .

Из табл. 1 имеем:

p_{1} = 0,008 ; p_{2} = 0,008 ; p_{3} = 0,009 ; p_{4} = 0,009 . Следовательно,

27. При решении практических задач в соответствии с вышеизложенным определяется значение параметра Пуассона, а затем по статистическим таблицам (Приложение 3) определяется для данной конкретной ситуации вероятность <1> рассматриваемого события.

<1> В задачах, связанных с прогнозом ожидаемого числа аварий, достаточно определить лишь параметр \lambda_{K} = S \cdot p_{K} (математическое ожидание).

28. Таблицы распределения Пуассона (по Я. Янко) приведены в Приложении 3 для значений параметра \lambda от 0,1 до 30.

При \lambda<0,1 следует пользоваться приближением e^{- \lambda} \approx 1 - \lambda , а при \lambda>30 — нормальным распределением для величины

\frac{1}{\sqrt{\lambda}} (\mu - \lambda) .

Приложение 1

ПО ВЫПОЛНЕНИЮ ПРАКТИЧЕСКИХ РАСЧЕТОВ ПО КОНТРОЛЮ И ОЦЕНКЕ СОСТОЯНИЯ КОРПУСНОЙ ИЗОЛЯЦИИ

1. На основе использования типовых кривых вероятности аварийного пробоя, описывающих среднестатистическое нормальное состояние изоляции (эталонное), и использования концепции учета отклоняющихся групп можно решать ряд практических задач.

а) задачи частного порядка обычно небольшого объема. К таковым, например, относятся задачи п. 6 а, б, в разд. 1 настоящей Типовой инструкции;

б) задачи, требующие больших и точных объемов исходной информации, которые могут решаться один раз или периодически повторяться. Такие задачи могут выполняться отдельными ведомствами, заводами, энергосистемами, ремонтными предприятиями на основе использования типовых кривых вероятности и своих исходных информационных материалов.

В результате рассмотрения таких задач определяется общая картина состояния изучаемого элемента и вместе с тем выделяются отклоняющиеся группы, т.е. определяются так называемые «узкие» места, возникающие вследствие возможного нарушения качества проектирования, изготовления или эксплуатации.

К таким задачам относятся задачи п. 6 г - н разд. 1 настоящей Типовой инструкции.

3. Эти задачи требуют наличия постоянно обновляемого, централизованного, систематизированного исходного материала и по большей части должны решаться ежегодно.

4. При постановке любой статистической задачи, в т.ч. задач анализа состояния изоляции, обычно выдвигается гипотеза (предполагаемый результат расчета), которая подтверждается или отвергается полученной расчетной величиной вероятности при принятых уровнях значимости (за допустимые в задачах п. 6 а, б, в можно принимать уровни значимости 2; 5 или 10%).

5. Проверка статистической значимости различия между \lambda и \mu , вообще говоря, требует использования таблиц закона Пуассона, но при \lambda порядка двух-трех десятков и более закон Пуассона с параметром \lambda близок к нормальному закону, математическое ожидание и дисперсия которого равны \lambda .

Иными словами разность (\lambda - \mu) между \lambda и \mu , не превосходящая \sqrt{\lambda} , вполне допустимая, разность в 2 \sqrt{\lambda} вызывает сомнение, а разность в 3 \sqrt{\lambda} и более практически указывает на нарушение предпосылок. Сформулированное правило для определения существенного различия между \lambda и \mu подлежит корректировке, если таких сравнений проводится много (в одном случае из примерно двадцати разность в 2 \sqrt{\lambda} может возникнуть за счет чисто случайных причин).

6. Наряду с общей схемой решения задач практического анализа в каждой задаче очень важна инженерная логика рассуждений, определяющая тактику поиска ответа и глубину проработки. Изложить такой подход к решению задач в виде схемы затруднительно, поэтому наиболее удобным представляется дать изложение путей подхода к решению различных задач на отдельных практических примерах. Ниже рассматривается ряд таких примеров. В некоторых из приведенных примеров (4; 8; 9; 10) мог быть применен и другой более оптимальный и полный путь решения задачи, однако при этом потребовалось бы ввести в условие задачи более точные и более полные исходные данные. А вместе с тем иногда в практической работе требуется быстрая ориентировочная прикидка, в таком случае объем исходного материала и пути решения, изложенные в вышеупомянутых примерах, являются вполне приемлемыми.

В качестве примеров использованы конкретные, практические работы, поэтому в каждом из них имеется ссылка на авторов работы.

Пример 1. Оценка необходимого количества машин для достоверного испытания нового вида изоляции <1>.

Постановка задачи.

Допустим, что предложена новая изоляция, которая должна быть абсолютно надежной в работе. Выпускаются машины с новой изоляцией, площадью каждая по 200 м2. Сколько нужно выпустить машин, чтобы через три года безаварийной эксплуатации можно было бы с достаточным основанием сказать, что новая изоляция лучше прежней.

Решение: Необходимо отвергнуть гипотезу о том, что новая изоляция хуже прежней. Для того, чтобы это можно было обоснованно сделать, нужно выпустить столько машин с новой изоляцией, чтобы их безаварийная работа была маловероятной, если качество изоляции такое же, как на прежних машинах.

Пусть, например, вероятность безаварийной работы при прежнем качестве изоляции не превосходит 0,05. Исходя из заданной вероятности, определим число машин с новой изоляцией (L), которое должно находиться в эксплуатации. Для машины площадью 100 м2 с прежней изоляцией из табл. 1 находим

p(0;3\text{года}) \approx p(0;2 \cdot 10^{4}\text{ч}) \approx 0,016 ,

а для L машин с площадью каждой 2 x 100 м2 соответствующий параметр Пуассона есть (0,016 x 2)L = 0,032L.

Вероятность безаварийной эксплуатации L машин равна e^{- 0,032L} , и мы требуем, чтобы

e^{- 0,032L} \leq 0,05 .

0,032L >= 5,3, т.е. L >= 165.

Пример 2. Оценка качества новых видов изоляции на малом экспериментальном материале <1>.

<1> Тутубалин В.Н.

Постановка задачи.

Изготовлены две машины с новой изоляцией площадью каждая по 200 м2, причем в течение первых 2 \cdot 10^{4} часов работы обе машины имели по одной аварии из-за местного дефекта изоляции. Можно ли заключить, что новая изоляция хуже прежней?

Решение: Для прежней (микалентной) изоляции параметр Пуассона для суммарного числа аварий на обеих машинах составляет 0,008 x 2 x 2 = 0,032. По закону Пуассона находим, что вероятность иметь две и более аварий при \lambda = 0,032 есть

.

Эта вероятность очень мала; при таком ее значении следует признать, что среднестатистическая машина, аналогичная рассматриваемой, не могла иметь двух аварий. Отсюда следует, что новая изоляция указанных машин имеет показатели хуже, чем у прежней изоляции.

Пример 3. Оценка степени изношенности изоляции отдельной длительно работавшей машины <2>.

<2> Тутубалин В.Н.

Постановка задачи.

Некоторая машина площадью 200 м2 имела три аварийных повреждения при эксплуатации в интервале от 15 \cdot 10^{4} до 16 \cdot 10^{4}\text{часов} .

Является ли ее изоляция более изношенной, чем это бывает в среднем для машин, проработавших 15 \cdot 10^{4}\text{часов} .

Решение: Из табл. 1 мы видим, что в интервале (15 \cdot 10^{4} - 16 \cdot 10^{4}\text{часов}) значение p_{15} составляет 0,029. Поэтому для машины площадью 200 м2 параметр \lambda не более 0,06, а вероятность трех и более аварий есть

\sum_{K = 3}^{\infty} e^{- \lambda} \frac{\lambda^{K}}{K!} = e^{- 0,06}(\frac{0,06^{3}}{3!} + \frac{0,06^{4}}{4!} + ...) = \frac{0,06^{3}}{3!} <10^{- 4} .

Таким образом, три аварии невероятны, следовательно, изоляция сильно изношена или дефектна.

Пример 4. Оценка аварийности изоляции некоторой совокупности турбогенераторов с воздушным охлаждением <1>.

<1> Белова Л.А., Мамиконянц Л.Г., Тутубалин В.Н.

К рассмотрению принята некоторая совокупность турбогенераторов с воздушным охлаждением, номинальным напряжением 10,5 кВ. Генераторы указанной группы начали эксплуатироваться с 1960 г.; точного числа часов работы не имеется. С 1960 г. по 1968 г. включительно на этой группе генераторов имело место 10 аварийных пробоев изоляции, причем нельзя было обнаружить видимую причину разрушения изоляции. Повреждения были классифицированы как происшедшие из-за местных дефектов изоляции. Эти случаи аварийных пробоев характеризуют состояние собственно изоляции и поэтому подлежат исследованию в данной задаче.

Кроме этого, в двух случаях повреждения корпусной изоляции были вызваны попаданием на обмотку статора напряжения более высокого класса и повреждением элементарных проводников. Эти повреждения произошли не из-за дефектов изоляции и соответственно не должны учитываться в рассматриваемом расчете.

Ниже указаны суммарная площадь изоляции обмотки статоров генераторов в 100 м2 и число аварий за каждый год эксплуатации рассматриваемой группы генераторов.

В целом вся группа генераторов за весь рассматриваемый период эксплуатации имела суммарную наработку 609 единиц площади на год, определяемую как сумма единиц площади за каждый год.

Число аварийных пробоев на этой группе генераторов за период с 1960 г. по 1968 г. равнялось 10. Является ли эта аварийность повышенной?

Решение. Необходимо определить значение параметра Пуассона, затем по статистическим таблицам определить для данной конкретной ситуации вероятность рассматриваемых событий. На основании полученных результатов можно сделать соответствующее заключение о состоянии изоляции.

К 1968 г. продолжительность работы генераторов указанной группы составляла примерно от 10000 до 50000 ч <*>, поэтому при использовании данных табл. 1 должен быть принят интервал времени в пределах 1 \cdot 10^{4} \div 5 \cdot 10^{4}\text{часов} , для которых значение p \div p_{5} равны 0,008 \div 0,010 .

<*> Точное число часов работы каждого генератора за год отсутствует, поэтому время работы за год принято примерно равным 7000 ч.

На типовой кривой вероятности аварийного пробоя единичный интервал времени равен 10000 ч (1 \cdot 10^{4}\text{часов}) . Если принять время работы генератора за год равным 7000 ч, то суммарную наработку нужно привести к единичному интервалу времени.

В данном конкретном случае это отношение будет определяться следующим образом: \frac{10000}{7000} \approx 1,5 .

\frac{S_{\Sigma}}{1,5} p_{1} \div \frac{S_{\Sigma}}{1,5} p_{5} , или

\frac{609}{1,5} 0,008 \div \frac{609}{1,5} 0,010,\text{т}.\text{е}.3,2 \div 4,1 .

По табл. П3.2 Приложения 3 для \lambda_{1} = S \cdot p_{1} и \lambda_{5} = S \cdot p_{5} определим возможную вероятность десяти и более аварий за указанный период (1960 \div 1968\text{гг}.) на рассматриваемой группе генераторов.

В таблице суммарных значений функции Пуассона в данном случае под X понимается число аварий (равное 10) и под \lambda значения

\lambda_{1} = S \cdot p_{1}\text{и }\lambda_{5} = S \cdot p_{5} .

Как следует из таблицы, вероятность десяти и более аварий при \lambda = 3,2 \div 4,1 равна примерно 0,0018 \div 0,0095 . Вероятность сравнительно мала, что указывает на некоторую дефектность изоляции турбогенераторов этого типа.

Технический анализ показал, что в данном случае повышенная повреждаемость изоляции была вызвана неудачным креплением крайнего пакета стали на некоторых генераторах этого типа, что приводило к повреждениям изоляции обломившимися лепестками стали.

Пример 5. Оценка качества изоляции группы генераторов с малым сроком эксплуатации <1>.

<1> Тутубалин В.Н.

Изготовлено семь генераторов с компаундированной микалентной изоляцией площадью каждая по 5,71 x 100 м2 (охлаждение стержней непосредственное, водяное).

\lambda_{1} = p_{1} \cdot S \cdot L = 0,008 \times 5,71 \times 7 \approx 0,32 .

По табл. П3.2 распределения Пуассона находим, что вероятность семи и более аварий при значении \lambda , равном 0,32, является практически нулевой.

Следовательно, нужно считать, что повреждаемость этих генераторов является чрезвычайно высокой (необходимо отметить, что на таком количестве генераторов можно было ожидать появления максимум одной аварии).

Пример 6. Оценка аварийной повреждаемости главной изоляции обмоток статоров генераторов одной энергосистемы <1>.

<1> Байкова И.Б., Белова Л.А., Киристая В.С.

Из сопоставления текущей и типовой кривых можно сделать вывод, что рассмотренная совокупность генераторов резко неоднородна (в смысле аварийности) и имеет существенно худшие, чем среднестатистические показатели. Все точки текущей кривой лежат значительно выше типовой кривой.

Результаты сравнения ожидаемого и фактического числа аварий по генераторам различных типов и по месту их установки приведены в табл. П1.1 и П1.2.

Таблица П1.2

Как видно из таблиц, общее фактическое число изоляционных аварий равно 6, что значительно больше суммарного МО, равного 2,2778. В отклоняющиеся должны быть выделены электростанции № 1 и № 2; по типам — генераторы ТВВ-200-2. Оказывается, что генераторы этого типа эксплуатируются именно на электростанциях № 1 и № 2, что и ухудшает их показатели.

Показатели остальных групп машин как по типам, так и по электростанциям, в том числе и старых генераторов с воздушным охлаждением, удовлетворяют среднестатистическим.

Таким образом, можно констатировать, что на данном этапе в энергосистеме имеется резко отклоняющаяся в худшую сторону группа машин ТВВ-200-2.

Пример 7. Оценка работы главной статорной изоляции турбогенераторов типа ТГВ-200 <*>.

Постановка задачи.

Решение: получим календарный график повреждаемости генераторов этой группы (рис. П1.2). Для этого за каждый рассматриваемый год (с 1960 г. по 1978 г.) возьмем отношение числа аварийных пробоев к числу находящейся в эксплуатации в этом году площади. Как видно из рисунка, график опасений не вызывает.

изоляции обмоток статоров ТГВ-200

Построим текущую кривую вероятности аварийного пробоя (рис. П1.3) по состоянию на 01.01.79 (разъяснение см. в примере 6 и Приложении 2). Как видно из рисунка, отмечается практически полное совпадение текущей кривой вероятности аварийного пробоя с типовой.

3 — типовая кривая

Для каждой конкретной машины в соответствии с ее числом часов работы определим параметр Пуассона ( \lambda = S \cdot \sum p_{i} ; \sum p_{i} — снято с типовой кривой). Затем по табл. 1 Приложения 3 распределения Пуассона определяем вероятность возникновения одной, двух и более аварий. В таблице Пуассона в данном случае под x понимается число аварий (одна, две и т.д.) и под \lambda — значения S \cdot \sum p_{i} .

Результаты расчетов для этой совокупности генераторов значительно отличаются от результатов расчетов предыдущего примера. Повреждаемость этих гидрогенераторов резко отличается от среднестатистической. Указанная группа генераторов должна быть признана дефектной. Причина повышенной повреждаемости должна быть выяснена техническим анализом.

Пример 10. Сравнительная оценка качества новых видов изоляции (сравнение с микалентной изоляцией) <1>.

<1> Белова Л.А., Мамиконянц Л.Г., Тутубалин В.Н.

Рассматривается совокупность изоляции новых видов на термореактивных связующих общей суммарной площадью в 1529 x 100 м2.

В рассматриваемую совокупность входит примерно 150 крупных гидрогенераторов с воздушным охлаждением 9-ти различных типов, изготовленных 4-мя различными заводами (заводы обозначены индексами А; Б; В и т.д.). Первый гидрогенератор был изготовлен в 1940 г. Генераторы установлены на 19 электростанциях (электростанции обозначены порядковыми номерами) 14 энергосистем.

Решение: использована методика статистического анализа, заключающаяся в сравнении текущей кривой вероятности аварийного пробоя с типовой, и концепции выделения отклоняющихся групп. Текущие кривые вероятности аварийного пробоя главной изоляции обмоток статоров в целом для всей совокупности по состоянию на 1 января 1966, 1970, 1972, 1974 и 1975 гг. показаны на рис. П1.5 (средние кривые без указания границ соответствующих доверительных областей). Все эти кривые ложатся выше типовой (показана сплошной линией без точек) и указывают на возникновение значительной неоднородности в указанной совокупности генераторов уже начиная с 1965 г. и соответственно худших показателей состояния изоляции.

Сравнение МО количества машин с 1, 2, 3 авариями и т.д. и фактического распределения количества машин с 1, 2, 3 авариями и т.д. за периоды 1940 — 1965 гг. (по состоянию на 1 января 1966 г.); 1940 — 1969 гг. (на 1 января 1970 г.); 1940 — 1974 гг. (по состоянию на 1 января 1975 г.) выполнено для объединения рассматриваемых генераторов по трем различным признакам:

Заводы	Расчетное и фактическое значения аварийных повреждений изоляции за периоды
	1940 — 1965 гг. (на 01.01.66)	1940 — 1969 гг. (на 01.01.70)	1940 — 1974 гг. (на 01.01.75)
А	\frac{38,7872}{26} <*>	\frac{55,1174}{37}	\frac{81,1317}{62}
Б	\frac{7,3313}{9}	\frac{12,0092}{15}	\frac{18,4544}{24}
В	\frac{4,3875}{7}	\frac{7,5244}{21}	\frac{12,9786}{61}
Г	-	\frac{0,5660}{1}	\frac{1,1590}{1}
Всего...	\frac{50,5060}{42}	\frac{75,2170}{74}	\frac{113,7237}{148}
<*> В дробном обозначении: числитель — ожидаемое, знаменатель — фактическое число аварийных пробоев - лучшие; - плохие.

Типы генераторов	Расчетное и фактическое значения аварийных повреждений изоляции за периоды
	1940 — 1965 гг. (на 01.01.66)	1940 — 1969 гг. (на 01.01.70)	1940 — 1974 гг. (на 01.01.75)
\text{СВ}^{1500}/200 - 800	\frac{19,1544}{10} <*>	\frac{29,2497}{16}	\frac{43,6531}{32}
\text{СВ}^{1160}/180 - 72	\frac{11,7954}{20}	\frac{15,7069}{38}	\frac{24,3826}{82}
\text{СВ}^{640}/170 - 24	-	-	\frac{0,6322}{0}
\text{СВ}^{850}/190 - 48	\frac{1,1163}{1}	\frac{2,3632}{2}	\frac{3,7152}{3}
\text{СВ}^{1340}/150 - 96	\frac{10,3715}{9}	\frac{16,0073}{15}	\frac{24,0134}{24}
\text{СВ}^{1250}/170 - 86	\frac{6,3740}{2}	\frac{7,7710}{2}	\frac{8,9170}{2}
\text{СВ}^{850}/235 - 32	-	-	\frac{0,8116}{0}
\text{СВ}^{1500}/170 - 96	\frac{1,6854}{0}	\frac{3,3845}{0}	\frac{5,6432}{4}
\text{ВГС}^{1225}/147	-	\frac{0,5660}{1}	\frac{1,1590}{1}
Всего...	\frac{50,5060}{42}	\frac{75,2170}{74}	\frac{113,7237}{148}
<*> В дробном обозначении: числитель — ожидаемое, знаменатель — фактическое число аварийных пробоев - плохие; - лучшие.

Электростанции	Расчетное и фактическое значения аварийных повреждений изоляции за периоды
	1940 — 1965 гг. (на 01.01.66)	1940 — 1969 гг. (на 01.01.70)	1940 — 1974 гг. (на 01.01.75)
1	-	-	\frac{0,8116}{0} <*>
2	\frac{7,8264}{4}	\frac{12,8552}{9}	\frac{19,6166}{24}
3	\frac{11,3970}{6}	\frac{16,9945}{7}	\frac{24,0365}{8}
4	\frac{1,6854}{0}	\frac{3,3845}{0}	\frac{5,6432}{4}
5	\frac{2,4669}{4}	\frac{2,6837}{7}	\frac{4,2024}{12}
6	\frac{6,0252}{10}	\frac{7,8189}{12}	\frac{11,6039}{14}
7	-	-	\frac{0,3828}{0}
8	-	-	\frac{0,2494}{0}
9	\frac{0,2331}{0}	\frac{0,5649}{1}	\frac{0,7200}{1}
10	\frac{3,0421}{0}	\frac{3,9981}{0}	\frac{5,5580}{0}
11	\frac{4,7075}{2}	\frac{5,9664}{2}	\frac{6,8663}{2}
12	\frac{1,6665}{0}	\frac{1,8046}{0}	\frac{2,0517}{0}
13	\frac{2,0933}{4}	\frac{3,4231}{7}	\frac{5,1952}{13}
14	\frac{2,5788}{1}	\frac{4,6852}{2}	\frac{7,2406}{4}
15	\frac{2,6592}{4}	\frac{3,9009}{6}	\frac{6,0186}{7}
16	\frac{3,3098}{6}	\frac{5,2043}{19}	\frac{8,5763}{56}
17	-	\frac{0,1684}{0}	\frac{0,1954}{0}
18	\frac{0,8832}{1}	\frac{1,7983}{1}	\frac{2,9430}{2}
19	-	\frac{0,5660}{1}	\frac{1,1590}{1}
Всего...	\frac{50,5060}{42}	\frac{75,2170}{74}	\frac{113,7237}{178}
<*> В дробном обозначении: числитель — ожидаемое, знаменатель — фактическое число аварийных пробоев - плохие; - лучшие.

Математическое ожидание подсчитано по типовой кривой вероятности аварийного пробоя.

Из сопоставления указанных данных следует, что устойчиво практически за весь рассматриваемый период весьма плохие показатели (суммарное значение МО и суммарной фактической аварийности рассматриваемой группы по состоянию на 1 января 1975 г.) обнаруживает завод В (12,9786 и 61) и лучшие — завод А (81,1317 и 62). Рассмотрение тех же данных по типам показывает, что так же устойчиво из общей совокупности выделяются в худшую сторону тип СВ-1160/180-72 (24,3826 и 82) и в лучшую СВ-1500/200-88 (43,6531 и 32).

По электростанциям выделяются: в худшую сторону — электростанции № 16 и 5, в лучшую — № 3.

Из приведенных данных следует, что ухудшение в каждом из рассмотренных сочетаний (по заводам, типам и электростанциям) определяется одними и теми же показателями. Завод В имеет худшие показатели из-за того, что в выпущенной им продукции имеется тип СВ-1160/180-72. Электростанции № 16 и 5 имеют худшие показатели вследствие того, что на них установлены гидрогенераторы СВ-1160/150-72. В целом тип СВ-1160/180-72 имеет плохие показатели из-за того, что большая часть этих генераторов изготовлена заводом В и установлена на вышеуказанных электростанциях. Генераторы этого же типа, однако, изготовленные заводом А (установлены на электростанции № 6) дают практически нормальные показатели.

Таким образом, сомнения вызывают только генераторы СВ-1150/180-72, изготовленные заводом В и установленные на электростанциях № 16 и 5. Напрашивается вывод, что либо на заводе В при изготовлении этих генераторов была неудачно модернизирована конструкция или имели место технологические отклонения, либо условия эксплуатации на этих электростанциях привели к значительному ухудшению показателей части машин этого типа. Эта часть работы пока не выполнялась.

В остальных 200-х случаях выполнение полных перемоток вызывает сомнение в целесообразности их проведения. По результатам статистического анализа во всех указанных случаях соотношения ожидаемого и фактического числа аварийных пробоев до и после перемоток нормальны, технический анализ не дает достаточных предпосылок для их обоснования.

Очевидно, что среди этих перемоток определенную часть работ следует признать необоснованной, например по генераторам СВ-900/170-80, СВ-1160/180-72 <*> и др. (см. табл. П1.10). Исключение составляют те случаи, где производились перемотка: 1) среднестатистических, нормальных машин с микалентной изоляцией и с воздушным охлаждением, но с большим сроком эксплуатации; 2) с переходом на улучшенные варианты изоляции (от гильзовой к микалентной, от катушечной к стержневой, от микалентной к термореактивной). Общее число таких перемоток — 38. Таким образом, 162 случая плановых перемоток обмоток статоров следует признать необоснованными, затраты по которым составляют примерно 30 \div 40\text{млн}.\text{руб}.

<*> Из числа генераторов, установленных на ДнепроГЭС им. В.И. Ленина.

Независимо от обоснованности выполненных работ практически все работы (заключение по результатам только статистического анализа) выполнены с достаточно хорошим качеством. Исключение составляют работы, выполненные на генераторах СВ-546/90-40, где показатели ожидаемого и фактического числа аварийных пробоев до перемотки были 0,1091 и 1, после перемотки оказались 0,5695 и 3 (ожидаемое и фактическое число аварийных пробоев соответственно).

Пример 13. Статистический контроль за состоянием статорной изоляции наблюдаемой совокупности генераторов <1>.

<1> Байкова И.Б., Белова Л.А., Мельниченко Н.А.

Постановка задачи.

При статистическом контроле за состоянием статорной изоляции под наблюдение может быть взята любая совокупность изоляции, работающей в воздушной или водородной среде, например, все генераторы ведомства, все генераторы данной энергосистемы, генераторы одного завода, генераторы с номинальным напряжением 10,5 кВ и т.д.

Для выполнения ежегодного или периодического анализа состояния наблюдаемой совокупности необходимо:

а) располагать «историей жизни» каждого генератора из этой совокупности (год ввода, единичная площадь статорной изоляции, паспортные данные, сведения о перемотках, перестановках на монтаже, числе часов работы, загрузке, различных режимах: пусках, несинхронных включениях и т.д., которые систематически должны пополняться);

б) иметь типовые кривые вероятности аварийного пробоя для данного вида изоляции с учетом охлаждающей среды.

Например, рассмотрена по состоянию на 1 января 1975 г. некоторая совокупность отечественных турбо- и гидрогенераторов мощностью от 10 до 800 МВт в единице, имеющих микалентную изоляцию. Эта совокупность состоит примерно из 2000 генераторов со сроком эксплуатации от 1 года до 45 лет, установленных примерно на 400 электростанциях. Генераторы (с номинальным напряжением 20; 18; 15,75; 13,8; 10,5 и 6,3 кВ) изготовлены шестью различными заводами, имеют воздушное и водородное охлаждение обмоток статоров. Турбогенераторы с воздушным охлаждением имеют 14 различных конструктивных типов; гидрогенераторы — 66 типов. Турбогенераторы с водородным охлаждением имеют 22 типа. Генераторы находятся в нормальной эксплуатации при принятой системе профилактического обслуживания; подвергаются плановым перемоткам и т.д. Анализу подвергается лишь один элемент генератора — главная изоляция статоров, так как только по этому элементу известна закономерность старения.

Решение.

Просчитывается относительная повреждаемость изоляции на единицу площади по годам (календарный график) и частоты повреждений в зависимости от времени (учет фактора старения) и их сглаженные значения в виде текущих кривых вероятности аварийного пробоя для всей совокупности в целом и для отдельных вариантов (отдельно для трубо- и гидрогенераторов, с разбивкой по уровню номинального напряжения, по воздушным и водородным машинам и т.п.).

Результаты расчетов в виде текущих кривых вероятности аварийного пробоя для микалентной изоляции в исходном состоянии при ее работе в воздушной среде представлены на рис. П1.7, \alpha . Как видно из рисунка, рассматриваемая реальная совокупность генераторов существенно неоднородна. Весь парк рассмотренных генераторов в начальный период эксплуатации дает завышенные показатели аварийности (сдвиг в худшую сторону), в последующие годы эксплуатации у различных групп показатели различны. Так, гидрогенераторы с номинальным напряжением 15,75 и 13,8 кВ дают худшие показатели, все остальные группы — лучшие. Очевидно, неоднородность достаточно велика и необходимо определить, чем она вызвана. Аналогичный рисунок для микалентной изоляции при ее работе в водородной среде за недостатком места не приводится. Сравнение кривых также указывает на существенную неоднородность в группе генераторов с водородным охлаждением.

Рис. П1.7. Текущие кривые вероятности аварийного пробоя микалентной изоляции генераторов наблюдаемой совокупности, работающей в воздушной среде:

а — до исключения неоднородности; б — после исключения неоднородности

1 — типовая кривая; текущие кривые для гидрогенераторов: 2 — 15,75 кВ; 3 — 13,8 кВ; 4 — 10,5 кВ; 5 — 6,3 кВ; текущие кривые для турбогенераторов: 6 — 10,5; 7 — 6,3 кВ

Анализ результатов расчетов с использованием значений, снятых с типовой кривой для микалентной изоляции, работающей в воздушной или водородной среде, раздельно по заводам, типам и электростанциям, показывает, что неоднородность в некоторых случаях вызвана отдельными конструктивными типами (одинаково плохими независимо от завода-изготовителя), так что выделить какой-либо завод, имеющий нарушение в целом по своей продукции, не удается.

Анализ результатов расчетов по отдельным электростанциям (всего рассмотрено 289 тепловых электростанций и 107 гидравлических) позволяет выделить 14 электростанций, отклоняющихся в лучшую сторону, и 31 электростанцию, отклоняющуюся в худшую сторону. Более подробное рассмотрение данных по отклоняющимся электростанциям позволяет в 80% случаев объяснить имеющиеся отклонения наличием на этих электростанциях соответственно лучших или худших типов генераторов. Исключение из показателей каждой электростанции показателей генераторов вышеуказанных типов (их площади и числа аварий) приводит ее показатели к норме. Это указывает на то, что причиной возникновения неоднородности в данных случаях являются особенности конструктивного исполнения, а не условия и режим, в которых эксплуатировались генераторы (указанные типы установлены на разных электростанциях и везде имеют одинаково худшие или лучшие показатели, а на одной и той же электростанции генераторы этих типов ведут себя отлично от генераторов других типов). Примерно в 20% случаев отклонение по показателям электростанций таким образом объяснить не удается. Так, по одной из гидроэлектростанций, имеющей лучшие показатели, тщательное ознакомление с данными повреждаемости показало, что в официальную статистику не попало 11 случаев аварийных пробоев (всего за весь период эксплуатации на всех генераторах электростанции имел место 21 случай аварийного пробоя, а по официальным данным было отмечено только 8). Такое число фактических повреждений при МО 24,3503 заставляет признать состояние изоляции генераторов на этой электростанции нормальным и исключить ее из перечня электростанций, отклоняющихся в лучшую сторону.

Таким образом, в целом по исследуемой совокупности генераторов следует признать отклоняющейся лишь небольшую часть генераторов. Подробному техническому анализу теперь должно быть подвергнуто не все огромное количество рассмотренных генераторов, а лишь их незначительная часть. С учетом результатов технического анализа может быть принято необходимое техническое решение по ликвидации «узких» мест.

Итак, известна значительная доля нормальных машин и некоторая сравнительно небольшая их доля, отклоняющаяся в лучшую или худшую сторону. Но для управления надежностью исследуемого оборудования важно не только выделить отклоняющиеся группы, но и выяснить в каждом случае причины этого отклонения. Это важно и для совершенствования конструктивного исполнения, и для ликвидации аварийного очага в эксплуатации, если причиной являются условия эксплуатации или качество технического обслуживания и ремонта.

В заключение следует еще раз подчеркнуть, что общие показатели подвергнувшейся исследованию эксплуатируемой микалентной изоляции, работающей как в воздушной, так и в водородной среде, являются удовлетворительными. Из общей совокупности в 3486 x 100 м2 73% изоляции (2555 x 100 м2) удовлетворяет нормальным требованиям. По этой совокупности нормальной изоляции осуществлять воздействие на уровень «календарной» аварийности можно только путем ее постоянного «омоложения» (для воздушных генераторов), доводя ее путем перемоток до уровня константы.

Примерно 25 — 27% (931 x 100 м2) составляют отклоняющиеся группы. При этом около 10% отклоняются в лучшую сторону и около 15% — в худшую. Ориентировочно можно сказать, что отклонения имеют место в результате следующих причин.

Часть аварий, которая составляет отклонения, вызывающие возникновение статистической неоднородности в рассматриваемой совокупности, вполне поддается управлению. Для улучшения показателей аварийности главной статорной изоляции генераторов рассмотренной совокупности следует:

а) демонтировать или модернизировать по мере возможности худшие типы (ТВВ-200-2; Т-25-2 и др.);

б) как можно долее продлить эксплуатацию таких типов, как Т-4376/142 и ТВ-50-2;

в) выявить причины повышенной повреждаемости отдельных турбо- и гидрогенераторов (всего — 8) и принять меры к улучшению их показателей;

г) навести порядок в учете аварий (исключить возможности представления неправильной информации об авариях изоляции генераторов).

Периодический статистический контроль на основе использования типовых кривых и концепции выделения отклоняющихся групп позволяет проанализировать состояние наблюдаемой совокупности, выделить отклоняющиеся группы, выполнить анализ причин, вызвавших эти отклонения, и принять соответствующие меры.

Приложение 2

ОБРАБОТКА ИСХОДНЫХ ЭКСПЛУАТАЦИОННЫХ ДАННЫХ ДЛЯ ПОЛУЧЕНИЯ ТЕКУЩИХ КРИВЫХ ВЕРОЯТНОСТИ АВАРИЙНОГО ПРОБОЯ

2. На первом этапе при обработке исходных данных получают значения соответствующих частот аварийных пробоев (отношение числа пробоев к числу единиц площади в каждом из интервалов времени).

3. В качестве примера рассмотрим рис. П2.1. На нем приведены значения частот аварийных пробоев, полученные на основании обработки фактических эксплуатационных данных, как отношение числа аварийных пробоев на единицу площади изоляции <1> за интервал времени <2> от 1 \cdot 10^{4} до 22 \cdot 10^{4}\text{часов} эксплуатации корпусной изоляции обмоток статоров анализируемой группы генераторов. Точки, обозначающие частоты аварийных пробоев за каждый интервал времени, соединены между собой ломаной линией.

<1> За единицу площади принято 100 м2.

1 — p_{1}(t) ; 2 — p_{2}(t) ; 3 — \hat{p}_{2}(t) ; 4 — p_{3}(t) ; 5 — данные эксплуатации p_{2}(t) — текущая кривая; p_{1}(t) и p_{3}(t) — доверительные границы для этой кривой;

Рис. П2.1. Текущая кривая вероятности аварийного пробоя изоляции некоторой совокупности генераторов

4. Под каждым значением интервала времени подписана соответствующая данному интервалу площадь изоляции генераторов анализируемой совокупности. С увеличением времени число генераторов последних выпусков постепенно исключается из рассмотрения, поэтому площадь изоляции со временем убывает.

5. Ломаный график частот аварий, представляющий собой случайные колебания рассматриваемой величины, не может быть использован для количественной оценки возможной вероятности пробоя, поэтому следует получить сглаженную кривую. Сглаживание лучше всего производить по методу наименьших квадратов (сглаживание может быть проведено и на глаз, но при этом нельзя оценить ошибку результата).

6. Площади изоляции машин анализируемой группы, эксплуатировавшиеся в интервалах времени [t_{i - 1},t_{i}] , t_{i} = i \cdot 10^{4}\text{часов} , обозначаются через S_{i} , соответствующие фактические числа аварий — через \mu_{i} . Вводится замена временной переменной x_{i} = i/N , причем N = 22 — число интервалов времени, для которых имеются данные.

p_{i} = a_{0} + a_{1}x_{i}^{2} ,

поскольку было установлено, что определять более двух коэффициентов методом наименьших квадратов в рассматриваемых задачах нецелесообразно и что член x_{i}^{2} обеспечивает несколько лучшую точность, чем x_{i} и x_{i}^{3} .

\frac{\mu_{i}}{S_{i}} \approx a_{0} + a_{1}x_{i}^{2} . (П-1)

8. Из предыдущих исследований (см. Электричество, 1965, № 4 и 1967, № 6) известны примерные значения \hat{p}_{i} величин p_{i} , поэтому дисперсия величин \mu_{i}/S_{i} суть примерно \hat{p}_{i}/S_{i} .

\frac{\mu_{i}}{\sqrt{S_{i}/\hat{p}_{i}}} \approx a_{0} \sqrt{\frac{S_{i}}{\hat{p}_{i}}} + a_{1}x_{i} \sqrt[2]{\frac{S_{i}}{\hat{p}_{i}}} . (П-2)

Причем дисперсия левой части есть примерно 1.

. (П-3)

\vec{H} \approx a_{0}\vec{E} + a_{1}F_{2} ,

так, что задача нахождения a_{0} и a_{1} сводится к проектированию вектора \vec{H} на линейную оболочку векторов \vec{E} и F_{2} . Получаемые так оценки коэффициентов \vec{E} и F_{2} будут коррелированы.

\vec{E},\vec{G}_{2} = F_{2} - \frac{(\vec{E},F_{2})}{(E,E)} \_\_\_\_\vec{E}

и к записи в форме

\vec{H} \approx b_{0}\vec{E} + b_{1}\vec{G}_{2} , (П-4)

где

a_{1} = b_{1},a_{0} = b_{0} - \frac{(\vec{E},F_{2})}{(E,E)} \_\_\_\_b_{1} . (П-5)

. (П-6)

\text{д}b_{0} = (\vec{E},\vec{E})^{- 1}\text{и д}b_{1} = (\vec{G}_{2},\vec{G}_{2})^{- 1} .

Принимая для величин (П-5) гауссовское распределение, получаем, что с вероятностью около 50% истинное значение пары (b_{0},b_{1}) лежит внутри прямоугольника с вершинами

12. Далее вопрос состоит в том, чтобы превратить доверительную область (П-7) для чисел b_{0} и b_{1} в доверительную область для кривой a_{0} + a_{1}x_{i}^{2} . Поскольку a_{i} связаны с b_{i} линейной заменой (П-5), то a_{0} + a_{1}x_{i}^{2} есть в конечном счете при каждом i линейная функция от b_{0} , b_{1} .

13. Простейший способ разыскания ее минимума и максимума на прямоугольнике (П-7) состоит в вычислении ее значений в вершинах этого прямоугольника и в выборе наибольшего и наименьшего из этих четырех чисел.

14. Исходные данные для расчета, т.е. S_{i} , \mu_{i} , p_{i} , а также найденные значения p_{i} (средняя кривая на рисунке) и границы примерно 50%-ной доверительной области обозначены на рис. П2.1.

РАСПРЕДЕЛЕНИЕ ПУАССОНА <1>

1. Определение

Случайная величина, которая имеет распределение Пуассона, получает значение X = 0, 1, 2, 3..., с вероятностями

p(X) = \frac{e^{- \lambda}\lambda^{X}}{X!} , (П3.1)

где \lambda — константа, \lambda>0 ; это единственный параметр распределения Пуассона. Среднее значение и дисперсия распределения Пуассона равны \lambda .

В табл. П3.1 содержатся формулы (П3.1) для разных параметров

В табл. П3.2 приводятся для тех же значений \lambda суммы по (П3.2)

которые выражают вероятность того, что случайная величина с распределением Пуассона получит значения X или большие.