Испытание и обеспечение надёжности ДЛА

Министерство образования РФ

Воронежский государственный технический университет

Кафедра энергетические системы

КУРСОВАЯ РАБОТА

по дисциплине: «Испытание и обеспечение надёжности ДЛА»

Вариант: 2-2-1

Выполнил: студент гр. РД-991

Огурцов П.В.

Проверил: Батищев С.И.

ВОРОНЕЖ 2003

Задание

Оценить надежность ДЛА по результатам огневых испытаний. Исходные данные:

Проведены огневые испытания N двигателей по программе, обеспечившей проверку всех эксплуатационных условий применения двигателя. При этом были измерены значения основного параметра - тяги двигателя R. При испытаниях зарегистрировано два отказа двигателя: один - на основном (стационарном) режиме и один – на останове. Причины отказов были установлены и устранены конструктивными изменениями, которые по своему характеру позволяют считать все испытанные двигатели за исключением аварийных, представительными для расчета надежности.

Требуется оценить надежность (вероятность безотказной работы) двигателя с учетом ограниченного объема полученной информации, выполнив расчет точечной оценки надежности  и ее нижней доверительной границы g. При расчетах принять допущение о нормальном законе распределения тяги двигателя, обеспечив проверку правомерности такого допущения с помощью статического критерия c2.

Общие положения, принимаемые

при оценке надежности

             

Представим  двигатель  как  сложный   объект,   состоящий   из   четырех независимых систем, характеризующий следующие его свойства:

·        безотказность функционирования при запуске;

·        безотказность функционирования на стационарных режимах;

·        безотказность функционирования на останове;

·        обеспечение требуемого уровня тяги.

Принимая во внимание независимость функционирования названных систем, будем характеризовать надежность двигателя как произведение вероятностей безотказной работы отдельных его систем.

                                                РДВ=Рзап×Рреж×Рост×Рпар,                            (1)

где РДВ - вероятность безотказной работы двигателя;

       Рзап - вероятность безотказного функционирования двигателя на запуске;

       Рреж- вероятность безотказного функционирования двигателя на стационарных режимах;

       Рост- вероятность безотказного функционирования двигателя на останове;

       Рпар- вероятность обеспечения требуемого уровня тяги.

В качестве величины тяги, характеризующей данный экземпляр двигателя, принимается ее среднее значение, полученное на номинальном режиме, или расчетное значение тяги, приведенное к номинальному режиму и условиям работы двигателя.

Оценка надежности двигателя осуществляется по результатам раздельной оценки надежности систем и последующего вычисления надежности двигателя в целом. При этом расчет нижней доверительной границы надежности по параметру тяги целесообразно выполнить по схеме «параметр - поле допуска», а вычисление остальных оценок надежности (точечных и интервальных) для всех систем - по схеме «успех-отказ».

                            

Методика расчета надежности

по результатам огневых испытаний

Точечные оценки надежности систем  вычисляются по формуле

                                                                                     (2)

 где Ni-общее количество испытаний i-й системы;

        Mi-количество отказов i-й системы в Ni испытаниях.

Для системы обеспечения тяги в качестве числа отказов М используется число испытаний, при которых измеренные значения тяги R вышли за пределы заданного допуска [Rmin – Rmax]. Измерения тяги представлены в табл. П 1 для двух базовых вариантов статистики.

Нижние доверительные границы надежности для схемы «успех - отказ» оцениваются по формуле

                                                        (3)

 в которой значения c²g,k  определяются по табл. П 2 в зависимости от величины доверительной вероятности g и числа степеней свободы

Ki = 2Mi+2.                                                   (4)

Для наиболее распространенного практического случая отсутствия отказов (Mi=0), имеющего место при гарантированном устранении причин всех выявленных отказов, формула (3) приобретает вид

                                                (5)

Так как для расчета надежности по схеме «параметр - поле допуска» требуется знание закона распределения параметра, выполним проверку справедливости предложенного выше допущения о нормальном законе распределения параметра тяги. Для этой цели используем наиболее употребительный статистический критерий c2 (критерий Пирсона), по которому за меру расхождения между статистическим (экспериментально полученным) и теоретическим законами распределения принимается величина

                                                                          (6)

Здесь l- число разрядов (интервалов), на которые разбит весь диапазон возможных значений параметра; N - объем проведенных измерений; mi -количество измерений, попадающих в i-й разряд (интервал); Pi- вероятность попадания параметра в i-й интервал, вычисленная для теоретического закона распределения.

В качестве параметров теоретического нормального закона распределения принимаются величины:

·        среднее измеренное значение параметра

                                                                                        (7)

·        среднеквадратическое отклонение параметра, вычисленное по результатам измерений

                                          (8)

Полученная по формуле (6) величина c² сравнивается с некоторым критическим ее значением c²g,k, определяемым по табл. П 2 в зависимости от доверительной вероятности g и числа степеней свободы k=N-l-2. В результате сравнения правомерность принятого допущения либо подтверждается (c²<c²g,k), либо не подтверждается (c²³c²g,k). При этом вероятность ошибочного вывода о правомерности или неправомерности принятого допущения, будет невелика и равна (1-g).

Проверка нормальности распределения осуществляется в следующем порядке:

·        назначают диапазон практически возможных значений параметра, который с некоторым запасом накрывает интервал фактических измерений ( в качестве упомянутого диапазона достаточно принять интервал ± 3,5S );

·        назначенный диапазон делят на 8 ÷12 интервалов, обеспечив (по возможности) удобный ряд значений, соответствующих границам интервалов;

·        последовательным просмотром всех численных значений тяги относят каждое измерение к конкретному интервалу и подсчитывают количество измерений, приходящихся на каждый интервал;

·        объединяют интервалы, включающие малое количество измерений, и получают окончательное количество измерений mi, попавших в каждый i-й интервал (i=1,2, ... ,l), так как первоначально выбранное количество интервалов l может сократиться до l. В нашем случае условимся объединять с соседними интервалами те из них, число измерений в которых оказалось менее четырех;

·        для каждой границы i-го интервала подсчитывают значения

                                                                                          (9)

                                                                           (10)

при этом учитывают, что значения UiB для i-го интервала и U(i+1)Н для (i+1)-го интервала совпадают;

·        находят теоретические вероятности попадания параметра в каждый i-й интервал, используя выражение:

                                Pi = F(UiB) - F(Uiн),                                                (11)

в котором F(UiB) и F(Uiн) представляют собой значения нормированной функции нормального распределения (функции Лапласа), определяемые по табл. П 3 в зависимости от вычисленных значений UiB и UiH. Упомянутая таблица составлена только для положительных значений аргумента U, и в связи с этим для нахождения отрицательных аргументов целесообразно пользоваться формулой

                                 F(-U) = 1 - F(U);                                                  (12)

·        вычисляют теоретическое количество измерений параметра, попадающих в каждый i -й интервал

                                      mi теор = Npi,                                                      (13)

при этом значения  mi теор, являющиеся действительными числами, определяются с точностью до одного знака после запятой;

·        находят значение критерия c² по формуле (6);

·        находят критическое значение критерия c²g,k по табл. П 2 в зависимости от числа степеней свободы k = N- l -2  и доверительной вероятности g;

·        подтверждают справедливость принятого допущения о нормальном законе распределения параметра при выполнении условия c²<c²g,k. В противном случае (при c²³c²g,k) гипотеза о нормальном законе распределения должна быть отвергнута. Этот случай не позволяет воспользоваться для вычисления надежности Рпар.н приведенной ниже формулой (14) и поэтому не рассматривается в настоящей учебной работе.

При проведении расчетов целесообразно промежуточные результаты вычислений представлять в виде таблицы, оформленной по образцу табл. 6.2. При подсчете частот попадания в каждый интервал целесообразно воспользоваться следующим приемом:

·        первые четыре случая попадания в интервал отмечаются точками в графе 3 табл.6.2;

·        последующие попадания в интервал отмечаются в виде тире, соединяющих отдельные точки. Законченная комбинация из четырех точек и шести тире соответствует 10-ти попаданиям. Данный прием облегчает подсчет числа попаданий в каждый интервал.

Нижнюю доверительную границу параметрической надежности находим по формуле

                                               (14)

в которой Rmax,  Rmin - максимальное и минимальное допустимые значения параметра ( верхняя и нижняя границы заданного допуска); Ag,n - коэффициент ограниченности статистики испытаний, определяемый по табл. П 2 в зависимости от числа проведенных испытаний n и доверительной вероятности g.

Найденные по формулам (2), (3), (5) точечные  и интервальные Рni оценки надежности отдельных систем используют для вычисления точечной и нижней доверительной границы надежности двигателя в целом по формулам

                                                 (15)

;                                                        (16)

в которых m - общее количество выделенных в двигателе систем; Pjn (min) - значение минимальной доверительной границы надежности (для j-й системы двигателя); Pj - соответствующая ей точечная оценка надежности.

В случае отсутствия отказов отдельных систем соотношения (15) и (16) приобретают вид

;                                                (17)

РДВ.n = Pin (min).                                                   (18)

Таким образом, надежность двигателя будет оцениваться минимальной нижней доверительной границей надежности Pin (min), достигнутой для отдельных систем двигателя. Эту i-ю систему следует считать лимитирующей надежность двигателя, в связи с чем дальнейшее повышение надежности РДВ следует обеспечивать   мероприятиями,   преследующими    повышение    безотказности лимитирующей системы или увеличением числа ее безотказных испытаний.

Решение

Таблица 6.1

Номер

испытания

Тяга

двигателя, R[m]

Номер испытания

Тяга двигателя  R[m]

Номер

испытания

Тяга

двигателя, R[m]

Номер

испытания

Тяга

двигателя, R[m]

1

82,2

11

81,69

21

81,67

31

82,91

2

82,6

12

81,71

22

81,9

32

82,31

3

80,91

13

81,38

23

82,22

33

81,97

4

82,69

14

81,93

24

82,1

34

82,14

5

82,36

15

82,24

25

81,82

35

82,15

6

82,53

16

83,47

26

82,27

36

82,45

7

82,09

17

81,76

27

80,63

37

81,73

8

81,54

18

81,29

28

82,19

38

83,18

9

81,54

19

81,87

29

81,44

39

81,88

10

81,2

20

82,8

30

81,12

·        безотказность функционирования на запуске;

·        безотказность функционирования на стационарных режимах;

·        безотказность функционирования на останове;

·        безотказность обеспечения требуемого уровня тяги.

Надежность двигателя РДВ будет оцениваться как произведение надежностей отдельных систем в соответствии с формулой (1).

Для вычисления точечных оценок надежности используем общую формулу

,                                                                    (19)

где М число отказов в N испытаниях.

В нашем случае число отказов на запуске, режиме и останове равно нулю (отказы признаны незачетными в связи с гарантированным устранением их причин), отказов по параметру тяги не зарегистрировано (все измеренные значения тяги находятся в интервале допустимых значений). Следовательно,

зап  = 1, реж = 1, ост = 1, пар = 1, ДВ = 1.                        (20)

Для нахождения нижних доверительных границ надежности

 систем воспользуемся общей формулой

                                         (21)

справедливой для частного случая М = 0.

Соответственно получаем:

·        для запуска (N = 39)

Рзап.n =  =0.926;

·        для стационарного режима (N = 38, т.к. одно испытание с отказом на режиме признанно незачетным)

Рреж.n. = =0.924;

·        для останова (N=37, т.к. признаны незачетными два испытания с отказами)

Рзап.n = =0.922.

Для вычисления нижней границы параметрической надежности Рпар используем схему «параметр - поле допуска» P= 1-M/N , приняв допущение о нормальном законе распределения параметра тяги. Предварительно выполним проверку правильности этого допущения с помощью статистического критерия Пирсона (критерия c²). Для этого разобьем диапазон возможных значений тяги на 10 интервалов. Границы интервалов занесем в графы 1 и 2 табл. 6.2. На основе просмотра измерений, приведенных в табл. 6.1, отнесем каждое из них к соответствующему интервалу. Количество измерений, попадающих в интервалы, занесем в графу 4 табл. 6.2. Проведем объединение соседних интервалов, в которых количество попавших измерений оказалось менее четырех (интервалы 1-3 и 8-10) , а уточненное количество попаданий в каждый интервал занесем в графу 7 табл. 6.2. Построим гистограмму распределения измеренных значений параметра тяги (см. рис. 6.1), откладывая по оси абсцисс границы интервалов, а по оси ординат – величины mi/DRi (здесь mi - число измерений, попадающих в

i-й интервал, Ri- длина соответствующего интервала).

Для нахождения теоретических значений частоты попадания в каждый интервал вычислим нормированные значения верхних границ интервалов

                                                                     (22)

и вероятности получения тяги менее верхней границы

.                                           (23)

Значения Uiв и Pi(Ri£ Riв) занесены в графы 8 и 9 соответственно.

Принимаем допущение о нормальном законе распределения тяги двигателя. В качестве параметров нормального закона используем величины

·        среднеарифметическое значение тяги

;                                                                        (24)

·        среднеквадратичное отклонение тяги

                                        (25)

После необходимых вычислений получаем  = 81,99692 S= 0.588026.

Определяем теоретическую вероятность попадания параметра в каждый i-й интервал по формуле

Pi = F[Uiв] - F[U(i-1)в],                                        (26)

в которой F(U) - функция Лапласа, определяемая по таблицам нормального распределения, в зависимости от величины U (см. табл. П 3). Значения вероятностей Pi занесем в графу 10 табл. 6.2, а в графе 11 поместим теоретическое число попаданий в i-й интервал, вычисленное как

miтеор=NPi ,                                               (27)

где N - общее число измерений.

Гистограмму теоретического распределения параметра тяги приведем на графике, осуществив предварительно вычисление соответствующих ординат mi/DRi.

Сходство экспериментального и теоретического распределения тяги, приведенных на графике, характеризуется критерием c²

.                                     (28)

Определим критическое значение критерия c²g,k по табл. П 2 в зависимости от g = 0.95 и k= 39-6-2=31: c²g,k = 44,42.

Так найденное значение c² существенно меньше критического значения c²g,k,  принятое  допущение  о  нормальном  законе  распределения тяги следует считать правомерным. Следовательно, нижняя доверительная граница параметрической надежности может быть найдена по формуле

,                           (29)

где Ag,k=1.187 определено по табл. П 2 в зависимости от доверительной вероятности g=0.9 и числа испытаний k=N=40. В нашем случае

.

Так как в табл. П 3 значения функции F(х) приведены только для положительных значений аргумента, воспользуемся формулой (12), тогда

Рпар.n = F(1,985) – 1 + F(1,977) = 0.97558 – 1 + 0.975 = 0.95058.

Минимальное значение нижней доверительной границы надежности Рn(min) полученное для системы, характеризующей останов двигателя (0.922).

Это значение с учетом отсутствия зачетных отказов по всем системам будет характеризовать нижнюю доверительную границу надежности для двигателя в целом. Для обеспечения дальнейшего повышения надежности двигателя необходимо увеличение статистики безотказных испытаний.

 

Таблица 6.2

Границы интер-валов

Подсчет попада-ний в интервал

Число попада-ний в интервал

Объединенные интервалы

Число попада-ний в интервал

Нормиро-ванная верхняя граница

UВ=(RВ-)/S

Вероят-ность непревышения верхней границы, F(UВ)

Вероят-ность попадания в интервал, Р

Теоретическое число попада-ний в интервал,

mтеор=NP

RН

RВ

RН

RВ

80,5

80,8

*

1

80,5

81,4

6

-1,015

0,15866

0,15866

6,18774

80,8

81,1

*

1

81,1

81,4

****

4

81,4

81,7

*****

5

81,4

81,7

5

-0,50494

0,30854

0,14988

5,84532

81,7

82

*********

9

81,7

82

9

0,00524

0,5000

0,19146

7,46694

82

82,3

*********

9

82

82,3

9

0,5154

0,69847

0,19847

7,74033

82,3

82,6

*****

5

82,3

82,6

5

1,0256

0,84134

0,14287

5,57193

82,6

82,9

**

2

82,6

83,5

5

2,5562

0,99477

0,15343

5,98377

82,9

83,2

**

2

83,2

83,5

*

1

                                                     ПРИЛОЖЕНИЯ

                                                                                                                    Таблица П 1

Измеренные значения тяги двигателя

для двух базовых вариантов статистики

Номер испытания

Тяга двигателя, R [т]

Номер испытания

Тяга двигателя, R [т]

Вариант 1

Вариант 2

Вариант 1

Вариант 2

1

3,215

82,2

21

3,138

81,67

2

3,144

82,6

22

3,171

81,9

3

3,219

80,91

23

3,181

82,22

4

3,063

82,69

24

3,154

82,1

5

3,19

82,36

25

3,209

81,82

6

3,129

82,53

26

3,222

82,27

7

3,176

82,09

27

3,112

80,63

8

3,22

81,54

28

3,253

82,19

9

3,26

81,54

29

3,169

81,44

10

3,091

81,2

30

3,28

81,12

11

3,214

81,69

31

3,269

82,91

12

3,197

81,71

32

3,167

82,31

13

3,231

81,38

33

3,227

81,97

14

3,291

81,93

34

3,12

82,14

15

3,182

82,24

35

3,347

82,15

16

3,21

83,47

36

3,245

82,45

17

3,236

81,76

37

3,173

81,73

18

3,224

81,29

38

3,188

83,18

19

3,193

81,87

39

3,318

81,88

20

3,193

82,8

40

3,201

82,01

                   Допустимый  интервал  изменения  параметра:

                                  1-й  вариант   -   [3,050  -  3,350]т;

                                  2-й  вариант   -   [80,50  -  83,50]т.

Таблица  П2

Значения c² (крит. Пирсона) и А (коэф. ограниченности статистики), в зависимости от числа степеней свободы k и доверительной вероятности g

Число степеней свободы

Критерий Пирсона, c2

Коэф. ограннич. статис-ки, Аg,к

g=0,9

g=0,95

g=0,9

g=0,95

1

2,71

3,84

-

-

2

4,61

5,99

8,229

16,51

3

6,25

7,82

3,233

4,658

4

7,78

9,49

2,377

3,082

5

11,24

11,07

2,025

2,49

6

11,65

12,59

1,832

2,183

7

12,02

14,07

1,71

1,992

8

13,36

15,51

1,626

1,861

9

14,69

16,92

1,562

1,768

10

15,99

18,31

1,513

1,713

11

17,28

19,68

1,472

1,638

12

18,55

21,03

1,446

1,59

13

19,81

22,36

1,413

1,548

14

21,06

23,69

1,39

1,518

15

22,31

25

1,37

1,492

16

23,54

26,3

1,353

1,468

17

24,59

27,59

1,335

1,447

18

25,99

28,87

1,332

1,427

19

27,2

30,14

1,31

1,41

20

28,41

31,41

1,299

1,394

21

29,62

32,67

1,288

1,372

22

30,81

33,92

1,28

1,368

23

32,01

35,01

1,271

1,355

24

33,2

36,42

1,263

1,345

25

34,65

37,38

1,256

1,336

26

35,56

38,88

1,249

1,326

27

36,74

40,11

1,243

1,318

28

37,92

41,34

1,237

1,31

29

39,09

42,56

1,231

1,302

30

40,26

43,77

1,226

1,295

31

41,42

44,42

1,222

1,288

32

42,59

46,19

1,217

1,282

33

43,75

47,4

1,212

1,276

34

44,9

48,6

1,208

1,271

35

46,06

49,06

1,204

1,266

36

47,21

51

1,201

1,261

37

48,36

52,19

1,198

1,257

38

49,51

53,38

1,194

1,252

39

50,65

54,57

1,19

1,248

40

51,81

55,76

1,187

1,243

Таблица П3

Нормированная функция нормального распределения (функция Лапласа)

U

0

1

2

3

4

5

6

7

8

9

0.0

50000

50399

50798

51197

51595

51994

52392

52790

53188

53586

0.1

53983

54380

54776

55172

55567

55962

56356

56749

57142

57535

0.2

57926

58317

58706

59095

59483

59871

60257

60642

61026

61409

0.3

61791

62172

62552

62930

63307

93683

64058

64431

64803

65173

0.4

65542

65910

66276

66640

67003

97364

67724

68082

68439

68793

0.5

69146

69497

69847

70194

70540

70884

71226

71566

71904

72240

0.6

72575

72907

73237

73565

73891

74215

74537

74857

75175

75490

0.7

75804

76115

76424

96730

77035

77337

77637

77935

78230

78524

0.8

78814

79103

79389

79673

79955

80234

80511

80785

81057

81327

0.9

81594

81859

82121

82381

82639

82894

83147

83398

83646

83891

1.0

84134

84375

84614

84850

85083

85314

85543

85769

85993

86214

1.1

86433

86650

86864

87076

87286

87493

87698

87900

88100

88298

1.2

88493

88686

88877

89065

89251

89435

89617

89796

89973

90147

1.3

90320

90490

90658

90824

90988

91149

91308

91466

91621

91774

1.4

91924

92073

92220

92364

92507

92647

92786

92922

93056

93189

1.5

93319

93448

93574

93699

93822

93943

94062

94179

94295

94408

1.6

94520

94630

94738

94845

94950

95053

95154

95254

95352

95449

1.7

95543

95637

95728

95818

95907

95994

96880

96164

96246

96327

1.8

96407

96485

96562

96638

96712

96784

96856

96926

96995

97062

1.9

97128

97193

97257

97320

97381

97441

97500

97558

97615

97670

2.0

97725

97778

97831

97882

97932

97982

98030

98077

98124

98169

2.1

98214

98257

98300

98341

98382

98422

98461

98500

98537

98574

2.2

98610

98645

98679

98713

98745

98778

98809

98840

98870

98899

2.3

98928

98956

98983

99010

99036

99061

99086

99111

99134

99158

2.4

99180

99202

99224

99245

99266

99286

99305

99324

99343

99361

2.5

99379

99396

99413

99430

99446

99461

99477

99492

99506

99520

2.6

99534

99547

99560

99573

99585

99598

99609

99621

99632

99643

2.7

99653

99664

99674

99683

99693

99702

99711

99720

99728

99736

2.8

99744

99752

99760

99767

99774

99781

99788

99795

99801

99807

2.9

99813

99819

99825

99831

99836

99841

99846

99851

99856

99861

3.0

99865

99869

99874

99878

99882

99886

99889

99893

99896

99900

3.1

99903

99906

99910

99913

99916

99918

99921

99924

99926

99929

3.2

99931

99934

99936

99938

99940

99942

99944

99946

99948

99950

3.3

99952

99953

99955

99957

99958

99960

99961

99962

99964

99965

3.4

99966

99968

99969

99970

99971

99972

99973

99974

99975

99976

3.5

99977

99978

99978

99979

99980

99981

99981

99982

99983

99983

3.6

99984

99985

99985

99986

99986

99987

99987

99988

99988

99989

3.7

99989

99990

99990

99990

99991

99991

99992

99992

99992

99992

3.8

99993

99993

99993

99994

99994

99994

99994

99995

99995

99995

3.9

99995

99995

99996

99996

99996

99996

99996

99996

99997

99997

Список литературы

             Белешев С.Д. Резервы ускорения научно-технических нововведений. С.Д. Белешев, Ф. Гурвич // Вопросы Экономики: 1987. № 11. С. 24-36.

             Ионов М.И. Инновационная сфера: состояние и перспективы // Экономист. 1993. № 10. С. 16-23.

             Коротеев А.С. Нововведения и промышленность США: разработка и внедрение. Научно-аналитический обзор. М.: Прогресс, 1987. 215 с.

             Фостер Р. Обновление производства. Атакующие выигрывают. М.: Прогресс, 1987. 348 с.

             Аусмос Х., Совершенствование процесса нововведения на промышленном предприятии / Х.Аусмос, М.Тепп, М.Завьялов. Таллин: Кн. изд-во, 1993. 126с.

             Кулагин А.Н. Структурные сдвиги и инновационный процесс. / А.Н.Кулагин, В.Н.Логвинов. // Экономист, 1993. N5. С. 56-64.

             Кутейников А.А. Технические нововведения в экономике США. М.: Экономика, 1991. 206 с.

             Ланин А.Б. Нововведения в организациях / А.Б.Ланин., А.И.Пригожин М.: Прогресс, 1986. 120 с.

             Барютин И. А. Управление техническими нововведениями. М: Экономика, 1982. 154 с.

             Гаузнер Н.К. Инновационная экономика и человеческие ресурсы / Н.К.Гаузнер, Н.И.Иванов. // Мировая экономика и международные отношения. 1994. № 3. С. 21-25.

             Елимова М.К. К определению понятия инновационный потенциал / Методы активизации инновационных процессов. М.: ВНИИСИ, 1988. С. 16-20.

             Тодосийчук А. Инновационные процессы как объект управления экономическим развитием. М.: НИИУ, 1993. 120 с.

             Твисс Б. Управление научно-техническими нововведениями. М.: Наука, 1989. 212 с.

             Таукач Г.Л. Исследования функций нововведений для повышения эффективности технического перевооружения производства / Г.Л.Таукач, Л.А.Крымская. Рига: Зинатне, 1988. 169 с.

             Иванов М.М. США: управление наукой и нововведениями / М.М.Иванов, С.Р.Колупаева, Г.Б.Кочетков. М.: Наука, 1990. 216 с.

             Инновационные процессы: Тр. сем. М.: ВНИИСИ, 1982. 191 с.

             Караваева И.В. Система управления научно-техническим процессом / И.В.Караваева, А.А.Коренной. Киев.: Знание, 1992. 48 с.

87

             Сахал Д. Технический прогресс: концепции, модели, оценки. М.: Финансы и статистика, 1985. 416 с.

             Rogers E.M. Diffusion of innovations. N.J.: Free Press, 1962. Р.202.

             Rogers E.M. Communication of innovations / Rogers E.M., Shoemaker F.F. N.J. Free Press, 1978. Р.476.

             Медведев А.Г. Планирование научно-технического прогресса в машиностроении. М.: Машиностроение, 1985. 358 с.

             Иваницкая Л.В. Организация деятельности по развитию перспективных технологий на основе информационной системы // Высокие технологии в технике, медицине и образовании: Межвуз.сб.науч.тр. Воронеж: ВГТУ, 1999. Ч.2. С. 19-23.

             Вяткин В.Н. Организационное проектирование управленческих нововведений / В.Н.Вяткин, В.М.Шевляков, В.Н.Серов. Пермь.: Кн. изд-во, 1990. 344 с.

             Лутовинов П.П. Управление эффективностью научно-технических нововведений. Челябинск: Изд-во ЧГТУ, 1994 Ч. 1, 2. 191 с.; 152 с.

            Леонтьев Ф.В. Научно-технические нововведения в процессе создания новой техники / Сб. науч.-техн. прогнозирования. Киев: Наукова думка, 1991. 286 с.

26. Дубняев В.А. Обоснование стратегических альтернатив инновационной политики: Учеб.пособ. М.: АНХ, 1991. 130 с.

      27. Иваницкая Л.В. Особенности моделирования инновационных процессов развития научных исследований по перспективным технологиям / Л.В.Иваницкая, Т.М.Леденева, Л.В.Паринова // Высокие технологии в технике, медицине и образовании: Межвуз.сб.науч.тр. Воронеж: ВГТУ, 1998. Ч.3. С. 22-29.

28. Заре Л.А. Понятие лингвистической переменной и его применение к принятию проблемных решений. М.: Мир, 1976. 165 с.

      29. Леденева Т.М. Лингвистический подход к оценке качества диссертационных работ / Т.М.Леденева, Я.Е.Львович, Л.В.Паринова // Высокие технологии в технике, медицине и образовании: Межвуз.сб.науч.тр. Воронеж: ВГТУ, 1997. С. 24-32.

     30. Леденева Т.М. Некоторые способы построения интегральных оценок для агрегированных ресурсов // Оптимизация и моделирование в автоматизированных системах: Межвуз.сб.научн.тр. Воронеж: ВГТУ, 1991. С. 27-32.

          31. Добрынин В.С. Методические указания по выполнению курсовой работы «Оценка надежности ДЛА по результатам испытаний». Воронеж: ВПИ, 1993. 13 с.

88

          32. Косточкин В.В. Надежность авиационных двигателей и силовых установок. М.: Машиностроение, 1976. 248 с.

          33. Шор Я.Б. Статистические методы анализа и контроля качества и надежности. М.: Советское Радио, 1962. 552 с.

          34. Никитин Г.А. Влияние загрязненности жидкости на надежность работы гидросистем летательных аппаратов / Г.А.Никитин, С.В.Чирков. М.: Транспорт, 1969. 183 с.

          35. Анцелиович Л.Л. Надежность, безопасность и живучесть самолета. М. Машиностроение, 1985. 296 с.

36. Волков Л.И. Надежность летательных аппаратов / Л.И.Волков, А.М.Шишкевич. М.:ВШ, 1975. 425 с.