Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі
Описано постановку і спосіб реалізації імовірнісного ризик-аналізу безпечної експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Запропоновано процедуру розробки алгоритму оцінки їх технічного стану на основі імітаційного статистичного моделювання з використанням методу Монте-Карло....
Saved in:
| Published in: | Проблемы прочности |
|---|---|
| Date: | 2005 |
| Main Author: | |
| Format: | Article |
| Language: | Ukrainian |
| Published: |
Інститут проблем міцності ім. Г.С. Писаренко НАН України
2005
|
| Subjects: | |
| Online Access: | https://nasplib.isofts.kiev.ua/handle/123456789/47692 |
| Tags: |
Add Tag
No Tags, Be the first to tag this record!
|
| Journal Title: | Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| Cite this: | Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі / В.М. Тороп // Проблемы прочности. — 2005. — № 2. — С. 85-91. — Бібліогр.: 15 назв. — укр. |
Institution
Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine| _version_ | 1859733437724753920 |
|---|---|
| author | Тороп, В.М. |
| author_facet | Тороп, В.М. |
| citation_txt | Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі / В.М. Тороп // Проблемы прочности. — 2005. — № 2. — С. 85-91. — Бібліогр.: 15 назв. — укр. |
| collection | DSpace DC |
| container_title | Проблемы прочности |
| description | Описано постановку і спосіб реалізації імовірнісного ризик-аналізу безпечної експлуатації
трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Запропоновано процедуру розробки
алгоритму оцінки їх технічного стану на основі імітаційного статистичного моделювання з
використанням методу Монте-Карло. Отримано інтервальні оцінки, що дозволяє зробити
коректні статистичні висновки про істинні значення розглянутих імовірнісних показників із
заданим коефіцієнтом довіри.
Описаны постановка и способ реализации вероятностного риск-анализа
безопасной эксплуатации трубопроводных систем, резервуаров и сосудов давления. Предложена процедура разработки алгоритма оценки их технического
состояния на основе имитационного статистического моделирования
с использованием метода Монте-Карло. Получены интервальные оценки,
что позволяет сделать корректное статистическое заключение об истинных
значениях рассмотренных вероятностных показателей с заданным коэффициентом
доверия.
Formulation and execution procedure o f a
probabilistic risk-analysis o f safe operation of
pipeline systems, reservoirs and pressure vessels
are presented. We propose a new elaboration
procedure for the algorithm o f assessing
their technical state based on stochastic simulation
using the Monte-Carlo method. The interval
estimates are obtained, which allow one to
draw proper statistical conclusions as to the
real values o f the analyzed probabilistic indicators
with the preset confidence factor.
|
| first_indexed | 2025-12-01T14:33:11Z |
| format | Article |
| fulltext |
УДК 539.43:620.178.3:621.438
Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем,
резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 2. Метод оцінки
функціональної придатності елемента конструкції за обмеженими
статистичними даними
В. М. Тороп
Інститут проблем міцності ім. Г. С. Писаренка НАН України, Київ, Україна
Описано процедуру оцінки технічного стану конструкцій згідно з критерієм "функціональна
придатність за призначенням” за умови використання обмежених статистичних даних, які
можуть бути отримані в процесі експлуатації, випробування або шляхом імітаційного
моделювання. Запропоновано квазіоптимальний послідовний статистичний критерій, що
дозволяє приймати рішення про функціональну придатність об’єктів з імовірностями
помилок першого і другого роду не вище заданих значень. Практична реалізація імовірнісного
ризик-аналізу експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску здійснена
у вигляді програмно-методичного комплексу експертної системи "Міцність”.
Ключові слова: статистика, моделювання, функціональна придатність, число
вий експеримент.
Сучасні високоефективні діагностичні засоби, наприклад технології
внутрішньотрубної діагностики, дозволяють виявити й ідентифікувати тися
чі і навіть сотні тисяч дефектів на магістральному трубопроводі. Після
проведення внутрішньотрубної діагностики доцільно провести класифіка
цію дефектів за ступенем їх впливу на надійність та безпеку експлуатації.
Необхідно розробити раціональну і обгрунтовану процедуру проведення
поліпшуючих заходів (ремонт, перегляд регламенту експлуатації, тощо), пла
нування наступних інспекцій з визначенням їх термінів та об’ємів, виді
лити ділянки, які необхідно відремонтувати в першу чергу. Оскільки при
експлуатації конструкції залишається значна кількість дефектів, що можуть
кваліфікуватися як допустимі, говорити про абсолютну її надійність, мабуть,
недоречно. За таких обставин завжди буде існувати певна імовірність руйну
вання конструкції. У свою чергу, імовірність руйнування слід розглядати в
поєднанні з такою важливаю характеристикою, як наслідок руйнування, що
вимагає експертних оцінок. Очевидно, що за однієї і тієї ж імовірності
наслідки руйнування трубопроводу першого контуру АЕС і трубопроводу
нафтопереробного заводу будуть різними. Таким чином, для різних елемен
тів конструкцій в рамках дослідження одного об’єкта слід оперувати різ
ними рівнями надійності. Добуток імовірності руйнування на показник
наслідків руйнування визначає ризик, що може використовуватися як універ
сальна міра надійності й ефективності експлуатації об’єкта.
Імовірнісний ризик-аналіз, як правило, проводиться для оцінки хіміч
них та техногенно небезпечних технологічних процесів, надійності облад
нання атомних електростанцій та в аерокосмічній техніці. Існують дві при
чини, які дещо стримують впровадження імовірнісної ідеології ризик-ана-
лізу: по-перше, спектр факторів, що можуть викликати відмову або аварію, є
настільки широким, що вимагає комп’ютерної паспортизації об’єктів, квалі
© В. М. ТОРОП, 2005
96 ISSN 0556-171Х. Проблеми прочности, 2005, № 3
Імовірнісний ризик-аналіз
фікованої обробки статистичного матеріалу та оперування різними зако
нами розподілу випадкових величин для отримання достовірних оціночних
даних надійності, по-друге, більшість покращань безпеки об’єкта, що грун
туються на застарілих методах діагностики, можуть бути ефективними і без
знання істинного ризику, пов’язаного з експлуатацією об’єкта. Останній
підхід має місце для існування, але він повинен бути методичною складовою
більш загальної стратегії управління надійністю та ефективністю, в тому
числі економічною, відповідальних об’єктів із переконливим обгрунтуван
ням їх використання.
Досить значна активність, що спостерігається у галузі забезпечення на
дійності технічних систем та впровадження ідеології ризик-аналізу, викли
кана, з одного боку, конкуренцією, яка обумовлює оптимізацію технологіч
ного процесу з метою зменшення витрат, з іншого - більш жорсткими прави
лами безпеки, що встановлюються державними контролюючими органами.
Постановка задачі у цьому випадку має такий вигляд. Із даних іміта
ційного моделювання, випробувань або експлуатації досліджуваного об’єкта
відомо вибірку значень показника {К }. На основі цього отримано вибірку
. . . . * . оціночних значень імовірності {Р (К > К 3)}. Виходячи з цієї статистичної
інформації, необхідно визначити функціональний стан елемента конструкції
за критерієм (2) [1], тобто для заданих значень гарантійної імовірності Рг
істинне значення відповідного показника надійності або довговічності К не
буде нижчим за нормативне значення Кз:
Р (К > Кз) > Рг. (1)
Із даної постановки витікає, що задача прийняття рішення про функ
ціональну придатність елемента конструкції є задачею перевірки статистич
них гіпотез: за результатами спостережень {Р (К > Кз)} визначити із зада
ною довірчою імовірністю у, якому з відрізків координатної осі [0; Рг ] або
[Рг; 1] належить істинне значення імовірності Р (К > Кз).
Необхідно відмітити, що число К успішних статистичних випробувань1
випадкової величини К за умови, що вона випробовувалася N разів, розпо
ділене згідно з біноміальним законом:
/ ( N , К , Р ) = C N P K (1- Р ) N “К , (2)
де параметр Р - імовірність успішного випробування показника К, Р збі
гається зі шуканим значенням імовірності Р (К > К з).
Поставлену задачу математично можна сформулювати наступним чи
ном. Проводяться статистичні випробування бінарної випадкової величини
Z(К ), що складаються з І = 1, Ь етапів. На кожному з етапів може спо
стерігатися N і реалізацій випадкової величини ^ Загальне число спосте-
Ь
режень складає N = ^ N і .З а цими даними визначається вибірка спромож-
______________ і=1
1 Мається на увазі випадок Z(К) = 1 або К > Кз, де Z(К) - бінарна випадкова величина.
ISSN 0556-171Х. Проблеми прочности, 2005, № 3 97
В. М. Тороп
. . .
них оцінок Р (Я > Яз) і , І = 1, і імовірнісного показника Р (Я > Яз). Істинне
значення імовірності Р (Я > Я 3) є параметр Р біноміального закону роз
поділу / ( N ,К ,Р ). На основі цього потрібно визначити критерій В (Z ,а , 0)
прийняття одного з двох рішень (гіпотез):
Н і : (Р Є [0; Рг]);
Н 2:(Р Є [Рг; 1]), (3)
щоб імовірності помилкових рішень не перевищували заданих значень:
і ( Р ) >У при Р Є [0; Рг];
і ( Р ) > 0 при Р Є [Рг; 1], (4)
де Ь(Р) - імовірність прийняття рішення Н і при даному значенні Р
(оперативна характеристика критерію); у = 1- а - нормативний коефіцієнт
довіри до рішення, що приймається; а , 0 - задані імовірності помилок
першого і другого роду.
Наприклад, для нашого випадку імовірність помилки а першого роду
(імовірність відкинути гіпотезу Н 1 за умови, що вона вірна) означає імо
вірність прийняття рішення про функціональну придатність елемента конст
рукції (Р Є [Рг; 1]) за умови, що насправді він функціонально непридатний
(Р Є [0; Рг ]). На практиці при аналізі надійності і довговічності відповідаль
них конструкцій прийняття такого рішення недопустиме, тому що призво
дить до аварійної ситуації або створює передумови до неї. Тому значення а,
що задаються (у залежності від важливості об’єкта, що аналізується), по
винні лежати в межах 10- 6...10-9 [2, 3]. Імовірність помилки другого роду
0 (імовірність відкинути гіпотезу Н 2 за умови, що вона вірна) означає
імовірність прийняття рішення про функціональну непридатність елемента
конструкції (Р Є [0; Рг ]) за умови, що насправді він функціонально при
датний (Р Є [Рг; 1]). Очевидно, що прийняття подібних рішень призводить
до надмірних витрат, оскільки будуть вироблятися відповідні поліпшуючі
заходи (позапланова зупинка об’єкта, профілактика, ремонт і т.п.) по відно
шенню до функціонально придатного об’єкта. Тому значення 0, що зада
ються (у залежності від важливості об’єкта, що аналізується, і наслідків
_2 _3
рішень, що приймаються), звичайно лежать у межах 5-10 ...10 .
Сформульована задача перевірки статистичних гіпотез про функціо
нальну придатність об’єкта (3), (4) може бути вирішена з використанням
розглянутих в [1] методів інтервальної оцінки. Наприклад, отримавши на
довільному кроці спостережень у = 1, N довірчий інтервал [Р ■; Р - ], не
обхідно порівняти значення меж довірчого інтервалу із заданою гарантій
ною імовірністю Рг:
якщо Р - > Рг, то з коефіцієнтом довіри у можна говорити про функ
ціональну придатність елемента конструкції;
98 ISSN 0556-171Х. Проблеми прочности, 2005, № 3
Імовірнісний ризик-аналіз
якщо Рву < Рг, то з коефіцієнтом довіри у приймається рішення про
функціональну непридатність елемента конструкції.
Розглянутий підхід до оцінки функціональної придатності елемента
конструкції має право на існування, але при застосуванні його на практиці
необхідно мати досить великі об’єми спостережень N порядку 104...106.
Це зумовлено, в свою чергу, тим, що при прийнятті рішень відносно надій
ності і живучості відповідальних конструкцій (наприклад, трубопроводів і
обладнання АЕС) до останніх висувають жорсткі вимоги щодо гарантійних
імовірностей Рг (значення у близькі до одиниці) та імовірностей помилок
прийняття рішень (значення а , 3 близькі до нуля). Тому необхідна проце
дура, яка б дозволила приймати рішення (3) із заданими гарантійними імо
вірностями (4), але з набагато меншим об’ємом статистики (випробувань).
Як правило, критерій В (Z ,а ,3 ) повинен забезпечити найменший об’єм
статистики. Ця умова виконується (критерій буде оптимальним), якщо мате
матичне очікування числа спостережень при виключенні помилкової гіпо
тези буде мінімальним. Відомо, що таке рішення (послідовний критерій
Вальда [4]) існує для випадку двох простих гіпотез, коли відрізок [0; 1]
включає тільки дві точки Рі і Р2, відносно яких перевіряються статистичні
гіпотези. У нашому випадку гіпотези вигляду (3), що перевіряються, є
складними, тому безпосередньо використати підхід Вальда неможливо.
На основі сучасних підходів побудови оптимальних послідовних вирі
шальних правил перевірки багатьох складних параметричних гіпотез [5, 6]
автором запропоновано послідовний критерій В (Z ,а ,3 ) перевірки склад
них гіпотез (3) із заданими імовірностями помилок першого а і другого 3
роду в наступному вигляді:
В ( Z, а , 3 ) =
В (Н 1) при П п(1) < а 1 і П и(2) < 3 1;
і=і 1=1
і і
В (Н 2) при П п(2) > 3 _1 і О м(1) > а " 1;
0
і=1
і
і=1
іО и '2' < а - 1при О пі < а
і=1
і Пп(2) < 3 1-
і=1
(5)
Тут В (Н 1) - рішення, прийняте на користь гіпотези Н 1: (Р Є [0; Рг ]);
В (Н 2) - рішення, прийняте на користь гіпотези Н 2: (Р Є [Рг; 1]); 0 -
відмова від прийняття рішення через нестачу статистики; а , 3 - задані
імовірності помилок першого і другого роду; і ( і = 1, і ) - число кроків
спостережень у послідовній схемі випробувань; п(1), п(2) - функції,
,(?)п =
Рі
\ Рк
к і І 1- Рі
1- Р,
Nl - к
і = 1, і , = 1, 2, (6)
ISSN 0556-171Х. Проблеми прочности, 2005, № 3 99
В. М. Тороп
де N 1 - число випробувань на кроці І = 1, Ь; К - число успішних випро
бувань на кроці спостережень І = 1, Ь; р - значення точкової оцінки
імовірності за І кроків спостережень,
v=1 У = \
(7)
Значення РЧ ( І = 1, Ь, д = 1, 2) визначається за правилами:
якщо (РІ Є [0; р г ]), то (рп = РІ ) і (РІ2 = р г ),
яКЩО (рІ Є [Рг ; 1]Х то (РІ1 = р г ) і (РІ2 = РІ ). (8)
На практиці порядок використання послідовного критерію В (Z ,а , [ )
полягає в наступному:
а) на даному кроці спостережень І = 1, Ь на основі (8) розраховують
%
оцінку імовірності Р1 згідно з (7);
б) визначають Рд і далі згідно з (6) обчислюють функції и (Ч ( І = 1, Ь,
Ч = 1, 2);
в) отримані значення підставляють в (5) і за допомогою заданих а , [
приймають рішення на користь однієї з гіпотез (3) або про продовження
спостережень;
г) із прийняттям таких рішень буде вирішене питання щодо визначення
(із заданим рівнем довіри) фактичного функціонального стану конструктив
ного елемента за критерієм (1).
Однією з особливостей запропонованого критерію (5) є те, що він
квазіоптимальний за середнім числом реалізацій (випробування, спостере
ження) N = 2 N і , тобто він забезпечує мінімум математичного числа реа-
І=1
лізацій М [N ] в класі процедур для прийняття правильного рішення з
довірчою імовірністю не нижче необхідної.
Ще одна особливість послідовного критерію (5) полягає в тому, що на
його основі можна приймати обгрунтовані рішення при занадто обмежених
об’ємах статистичних даних, що використовуються в числовому експери
менті. Якщо згідно з послідовною схемою рішення із заданими а , (3 не
може бути прийнято (В (Z ,а , 3 ) = 0 ), пропонується використовувати послі
довний критерій В ( Z), який є аналогом критерію максимальної правдо
подібності перевірки простих гіпотез при фіксованому числі спостережень:
В ( Z ) =
в (н 1) при ̂М/а)/ П иІ(2) <1;
і=1 / і=1
Ь І Ь
в ( н 2 ) при П М((1/ П и(2) > 1 (9)
і=1 і=1
100 ISSN 0556-171Х. Проблемы прочности, 2005, № 3
Імовірнісний ризик-аналіз
де Б (Н 1) - рішення, прийняте на користь гіпотези Н 1: (Р Є [0; Рг ]); Б (Н 2) -
рішення, прийняте на користь гіпотези Н 2: (Р Є [Рг; 1]); и(1), м(2) - функції
вигляду (6); Ь ( І = 1, Ь) - число кроків спостережень у послідовній схемі
випробувань.
Критерій (9), як і критерій максимальної правдоподібності, дозволяє
приймати рішення для довільних об’ємів статистики за умови, якщо не
визначеність та наслідки від прийняття помилкових рішень однакові, а також
при апріорних імовірностях реалізації гіпотез Н і , Н 2. Тому використо
вувати критерій (9) необхідно в випадках, коли неможливо отримати нові
статистичні дані про досліджуваний об’єкт або це пов’язано з великими
витратами.
Для перевірки ефективності використання послідовного критерію (5)
був поставлений обчислювальний експеримент. У результаті отримано такі
важливі характеристики вирішального правила, як оціночні значення опера
тивної характеристики Ь (Р ) критерію (5) і математичного очікування
̂ . . . числа спостережень М (Р ), що необхідні для прийняття коректного рішення.
L(P)
1
0,99
0,95
0,90
In [М(Е>)]
0,10
0,05
0,01
а=0,10
се=0,35
а = о ,:і
0 , 9 9 0 , 9 9 4
a
Рис. 1. Залежність імовірності відмови від оціночного значення оперативної характеристики
Ь (Р) - а та логарифму математичного очікування числа спостережень М (Р) - б за даними
проведеного числового експерименту (перетином пунктирних ліній з кривими відмічено
спроби, в яких зареєстровано відмови).
Результати моделювання представлені на рис. 1. У точці P = Рг = 0,997
* *для функцій L (Р ) та M (Р ) має місце розрив. Видно, що оціночні
% . .
значення оперативної характеристики L (Р ) майже всюди співпадають зі
значеннями ідеальної оперативної характеристики критерію (на рис. 1 пунк
тирні лінії). Відмінності спостерігаються лише при ДР = | Р — Рг | < 0,003.
При цьому оцінка якості критерію залишається не гірше заданих значень:
a = fl = 0,1; 0,05; 0,01. Таким чином, нарівні з вирішенням питання про
функціональну придатність конструктивних елементів критерій перевірки
складних статистичних гіпотез, що реалізований в програмно-методичному
комплексі (ПМК) “Імовірнісний ризик-аналіз” експертної системи (EC)
“Міцність” [7], може застосовуватися в різних контролюючих і керуючих
“on-line” системах. На основі запропонованого критерію (5) розв’язується
ISSN 0556-171X. Проблемы прочности, 2005, № 3 101
В. М. Тороп
проблема прийняття рішень за неповними статистичними даними, отрима
ними за допомогою імітаційного моделювання, випробувань або на стадії
експлуатації. Окрім використання даних допустимих значень імовірності
руйнування та прийнятних рівнів для декларування об’єктів підвищеної
небезпеки, що регламентуються [2], ПМК формує базу експертних оцінок
наслідків руйнування. Приклад інтерфейсу формування вхідної інформації
та результатів обчислень з використанням ПМК, що впроваджений в ТОВ
“ЛатРосТранс”, ілюструє рис. 2.
Ш
Ь Kt ; ' . > ц u \
ть
В е р о я т н о с т ь р о э р у п о м и я
ш к
0 1 Sf
Г7У~|
а
Рис. 2. Інтерфейс формування вхідної (а) та вихідної (б) інформації ПМК “Імовірнісний
ризик-аналіз” ЕС “Міцність”.
Р е з ю м е
Описана процедура оценки технического состояния конструкции в соответ
ствии с критерием “функциональная способность по назначению” при усло
вии использования ограниченных статистических данных, которые могут
быть получены в процессе эксплуатации, испытаний или путем имита
ционного моделирования. Предложен квазиоптимальный последовательный
статистический критерий, что позволяет принимать решение о функци
ональной способности объектов с вероятностью ошибок первого и второго
рода не выше заданных значений. Практическая реализация вероятностного
риск-анализа эксплуатации трубопроводных систем, резервуаров и сосудов
давления выполнена в виде программно-методического комплекса эксперт
ной системы “Прочность”.
1. Тороп В. М. Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних
систем, резервуарів та посудин тиску. Повідом. 1. Алгоритм побудови
імовірнісної моделі // Пробл. прочности. - 2005. - № 2. - С. 8 5 - 9 1 .
2. Методика визначення ризиків та їх прийнятних рівнів для деклару
вання безпеки об’єктів підвищеної небезпеки. - Опубл. 04. 12. 2002. -
№ 637.
102 ISSN 0556-171X. Проблемы прочности, 2005, № 3
Імовірнісний ризик-аналіз
3. API 1160. Managing System Integrity for Hazardous Liquid Pipelines. -
Washington, DC: American Petroleum Institute, 2001. - 100 p.
4. Вальд А. Последовательный анализ. - М.: Физматгиз, 1960. - 327 с.
5. Кудрицкий В. Д ., Панченко В. П. Определение функционального состоя
ния иерархической АСУ по данным эксплуатации // Механизация и
автоматизация управления. - 1991. - № 1. - С. 4 - 8 .
6. Дятлов Г. П., Кудрицкий В. Д. Вероятностные основы моделирования
сложных систем. - Киев: КВВАИУ, 1992. - 530 с.
7. Torop V. M. Decision support systems for strength accompaniment of the
safe operation of NPP Equipment // Proc. Third Int. Conf. on Material
Science Problems in NPP Equipment Production and Operation (St.
Petersburg, 17-22 June 1994). - 1994. - 3. - P. 740 - 750.
Поступила 24. 12. 2003
ISSN 0556-171X. Проблемы прочности, 2005, № 3 103
|
| id | nasplib_isofts_kiev_ua-123456789-47692 |
| institution | Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| issn | 0556-171X |
| language | Ukrainian |
| last_indexed | 2025-12-01T14:33:11Z |
| publishDate | 2005 |
| publisher | Інститут проблем міцності ім. Г.С. Писаренко НАН України |
| record_format | dspace |
| spelling | Тороп, В.М. 2013-07-26T16:26:45Z 2013-07-26T16:26:45Z 2005 Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі / В.М. Тороп // Проблемы прочности. — 2005. — № 2. — С. 85-91. — Бібліогр.: 15 назв. — укр. 0556-171X https://nasplib.isofts.kiev.ua/handle/123456789/47692 539.43:620.178.3:621.438 Описано постановку і спосіб реалізації імовірнісного ризик-аналізу безпечної експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Запропоновано процедуру розробки алгоритму оцінки їх технічного стану на основі імітаційного статистичного моделювання з використанням методу Монте-Карло. Отримано інтервальні оцінки, що дозволяє зробити коректні статистичні висновки про істинні значення розглянутих імовірнісних показників із заданим коефіцієнтом довіри. Описаны постановка и способ реализации вероятностного риск-анализа безопасной эксплуатации трубопроводных систем, резервуаров и сосудов давления. Предложена процедура разработки алгоритма оценки их технического состояния на основе имитационного статистического моделирования с использованием метода Монте-Карло. Получены интервальные оценки, что позволяет сделать корректное статистическое заключение об истинных значениях рассмотренных вероятностных показателей с заданным коэффициентом доверия. Formulation and execution procedure o f a probabilistic risk-analysis o f safe operation of pipeline systems, reservoirs and pressure vessels are presented. We propose a new elaboration procedure for the algorithm o f assessing their technical state based on stochastic simulation using the Monte-Carlo method. The interval estimates are obtained, which allow one to draw proper statistical conclusions as to the real values o f the analyzed probabilistic indicators with the preset confidence factor. uk Інститут проблем міцності ім. Г.С. Писаренко НАН України Проблемы прочности Научно-технический раздел Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі Probabilistic risk-analysis of operation of pipeline systems, reservoirs, and pressure vessels Article published earlier |
| spellingShingle | Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі Тороп, В.М. Научно-технический раздел |
| title | Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі |
| title_alt | Probabilistic risk-analysis of operation of pipeline systems, reservoirs, and pressure vessels |
| title_full | Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі |
| title_fullStr | Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі |
| title_full_unstemmed | Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі |
| title_short | Імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. Повідомлення 1. Алгоритм побудови імовірнісної моделі |
| title_sort | імовірнісний ризик-аналіз експлуатації трубопровідних систем, резервуарів та посудин тиску. повідомлення 1. алгоритм побудови імовірнісної моделі |
| topic | Научно-технический раздел |
| topic_facet | Научно-технический раздел |
| url | https://nasplib.isofts.kiev.ua/handle/123456789/47692 |
| work_keys_str_mv | AT toropvm ímovírnísniirizikanalízekspluatacíítruboprovídnihsistemrezervuarívtaposudintiskupovídomlennâ1algoritmpobudoviímovírnísnoímodelí AT toropvm probabilisticriskanalysisofoperationofpipelinesystemsreservoirsandpressurevessels |