Доставка цветов в Севастополе: SevCvety.ru
Главная -> Силовые полупроводниковые приборы

0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 114 115 116 117 118 119 120 121 122 123 124 125 126 127 128 129 130 131 132 133 134 135 136 137 138 [139] 140 141 142 143

в [8.89]) и вместо формулы (8.67) запишем

kX, + X„K0,SS\+0,l2kb- (8.69)

В работе [8.90] предлагается модель надежности для двухступенчатых испытаний, при которых одну и ту же партию изделий в интервале времени О-испытывают при температуре Г, а в интервале -/2-температуре Т2. Предполагается также, что справедлива экспоненциальная модель надежности и k(Ti) - ki, >i(72) = X,2. Предложенное авторами решение в интервале t, 2 совпадает с результатом, вытекаюпдим из принципа Седякина [8.83]. Однако распространение его на интервал [О, ], что сделано в названной работе [см. формулу (6) и текст перед ней], неправомерно. Это видно хотя бы из того, что ВБР при ?=0 по второй из формул (6) в [8.90] равна константе а, которая не равна 1. В результате этой неточности окончательная формула модели надежности для двухступенчатых испытаний, имеюпдая в [8.90] ВИ.Д

R{t, T)exp[-X{T)tl

тоже неверна, так как она не учитывает наличие двух ступеней с разными значениями ИО и противоречит всему предшествующему рассмотрению.

В работе [8.45] определяется зависимость числа циклов до отказа внешних воздействий и параметров приборов. Определив зависимости циклостойкости сначала от фактора Ni=f {di/dt), а потом-от фактора N - ir), авторы далее утверждают следующее: «Поскольку величины и N2 являются событиями независимыми, то вероятное число воздействий до отказа в зависимости от значений di/dt и г определяется как произведение величин JVj и N2-

N=NiN2=f{di/dt)(p{r),

где г-есть импульсное сопротивление тиристора, измеренное в некотором режиме». Данное утверждение является ошибочным, так как из независимости событий отказ под действием заданного di/dt при г=const и отказ приборов, имеющих заданное значение г при di/dt=const, не вытекает необходимость перемножать и N2. Перемножать надо вероятности соответствующих событий, которые должны быть предварительно введены. Следовательно, готовую формулу (11) работы [8.45] нельзя считать обоснованной и применять при прогнозе циклостойкости силовых тиристоров.

В [8.91] автор исследовал вопрос о том, какой из законов распределения (вейбулловский или логарифмически-нормальный) предпочтителен для расчетов ВБР некоторой технической системы, состоящей из СПП. При этом сравнение проводится 420



при условии равенства двух первых моментов распределений wei и Igau. Однако из приведенных в [8.91] исходных данных следует, что для wei-распределения параметр формы был больше единицы (1.79), т. е. ИО в этом случае была монотонно возрастающей функцией времени (см. табл. 8.1). В то же время ИО lgau-распределения есть немонотонная функция, которая сначала растет, а затем, пройдя максимум, падает. Следовательно, выводы, полученные в [8.91], относятся к распределениям, описывающим в принципе различное поведение элементов во времени. Это в свою очередь вызывает вопрос: а стоит ли сравнивать друг с другом такие расчеты, когда надежность элементов в одном случае со временем повышается, а в другом-понижается?

В работе [8.92] предлагается считать, что ВБР изделий есть функция их качества (§):

R{t) = ] R{tlq)f{q)dq, о

где Rit/q)-ВБР при заданном качестве q. Далее, взяв для функций R(t) и f(q) экспоненциальное распределение, автор с помощью преобразования Эфроса получил, что

R{tlq)Io{lft), (8.69)

где Iq - функция Бесселя первого рода нулевого пор5Щка [а и b-параметры функций R{t) и f {q)]. Использование (8.69) для ВБР вызывает, как минимум, два возражения. Во-первых, функция /о (л:) при л: > 2,4 становится отрицательной, т.е. 1.J qabt должно быть меньше 2,4, а, следовательно, t < 1,44/ qab. Во-вторых, ИО, отвечающая формуле (8.69), оказывается возрастающей функцией, стремящейся к бесконечности при lyjqabt -* 2,4. Это означает, что ИО изделий, имеющих одинаковое качество-быстро возрастающая функция времени. Это не согласуется с имеющимися данными по эксплуатационной надежности, согласно которой для СПП в основном наблюдается постоянная или уменьшающаяся ИО.

В работе [8.32] предложен метод ускоренной оценки надежности ПП, основанной на объединении испытаний на долговечность при постоянной температуре с испытаниями на термоциклостойкость. Предложенная автором [8.32] расчетная модель основана на следующих соотношениях. Распределение отказов в режиме температурного воздействия считается экспоненциальным, причем ИО зависит от температуры по закону Аррениуса. Это означает, что средняя наработка до отказа

MTTFo = Acxp{EJkT) (8.70)

(в [8.32] автор все время использует обозначение MTBF-



среднее время между отказами, но так как ПП являются невосстанавливаёмыми элементами, то точнее говорить о MTTF, а не о MTBF, что для дальнейшего рассуждения непринципиально). Распределение отказов при термоциклирова-нии считается нормальным (gau), а среднее число циклов до отказа (N) экспоненциально зависит от перепада температуры за цикл. Далее автор [8.32] вводит величину

5 = MTTFo/N, . (8.71)

после чего основное уравнение предлагаемой модели надежности имеет вид

MTTF=MTTFQ-bn, (8.72)

где MTTF-среднее время до отказа в условиях последовательных испытаний на термоциклирование и долговечность; MTTFq-тот же параметр, но при отсутствии испытаний на циклостойкость; п-число циклов при испытаниях на циклостойкость. Смысл формулы (8.72) сводится к тому, что испытания на термоциклостойкость вырабатывают ресурс прибора, уменьшая время до его отказа. Здесь хотелось бы обратить внимание на следуюшие обстоятельства.

Во-первых, из (8.7), (8.72) видно, что MTTF=0, если и=Ж Это означает, что в (8.72) неявно заложено предположение о равенстве числа отказавших приборов за время MTTFq и за N температурных циклов. Между тем это не так, из-за того что за время MTTFq отказывает [1-ехр(-1)1 = 0,632 = 63,2% приборов, а N (как следует из текста статьи) соответствует отказу 50% приборов.

Во вторых, обозначив MTTFq= I/Xq и MTTFl/X, имеем

1 1 и

откуда

Ху. (8.73)

В то же время есть все основания считать, что при испытаниях на долговечность и при термоциклировании работают различные механизмы отказов, так как в одном случае му ускоряем различные -физико-химические процессы в объеме и на поверхности ПП, а в другом усталостные явления на контакте разнородных материалов. При этом ИО в комбинации из двух вышеописанных режимов должна быть равна сумме соответствующих ИО, т. е.

XXQ+X{n), (8.74)



0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 114 115 116 117 118 119 120 121 122 123 124 125 126 127 128 129 130 131 132 133 134 135 136 137 138 [139] 140 141 142 143



0.0088
Яндекс.Метрика