CC BY
11
УДК 621.311
Л™нов В. В.1, Саченко Я. С.2
1Канд. техн. наук, доцент кафедри пдроенергетики Запор1зькоТ державно!' шженерно! академй', !нженер цеху комп'ютерних
технолог1й, релейного захисту i зв'язку Днтровсько! ГЕС, Запор1жжя, УкраТна 2Маг1странт кафедри гiдроенергетики Запорiзькоï державно!' шженерно!' академй, Запорiжжя, УкраТна
УДОСКОНАЛЕННЯ МЕТОДУ ОЦ1НЮВАННЯ НАД1ЙНОСТ1 СХЕМ
РЕЛЕЙНОГО ЗАХИСТУ
Удосконалено метод дерева eidMoe для оцтювання imoeipHocmi eidMoeu схеми релейного захисту на ттер-eaMi часу шляхом використання статистичних функцш розподту iмовiрностi вiдмов елементiв схеми релейного захисту. Удосконалений метод дозволяв проводити ощнку надiйностi схем релейного захисту з урахуванням характеристик окремих титв обладнання. Проведено порiвняльний аналiз надiйностi схем релейного захисту на електромехатчтй та мкропроцесорнш елементнш базах.
Ключов1 слова: надштсть, релейний захист, iмовiрнiсть, вiдмова, техтчний стан, дерево вiдмов.
ВСТУП
Сучасний стан електроенергетично! системи (ЕЕС) Укра1ни та 11 окремих тдсистем характеризуешься напру-женим режимом роботи через значне зношення силового, комутацшного та вторинного обладнання. В таких умовах особливу важливють мае достов1рне ощнюван-ня надшносп роботи ЕЕС з метою визначення слабких тдсистем та прийняття ршень щодо гхньш модершзацл. Для проведения шльшсного ощнювання надшносп роботи ЕЕС необхвдт показники, яю б враховували [1]:
- техтчний стан силового, вторинного та комутацшного обладнання;
- 1мов1ртсть ввдмови обладнання, можлив1 сценари розвитку аварп та наслщки;
- стохастичний характер режиму ЕЕС.
Свгтов1 тенденцп забезпечення надшно! роботи ЕЕС сввдчать про поступовий перехщ до концепцп штелекту-альних мереж «smart grid» та застосування ризик-менед-жменту при прийнятп ршень. Застосування стратеги ризик-менеджменту при керуванш ЕЕС вимагае визначення ризику як 1нтегрального показника функцюнуван-ня, який дае можливють найбшьш повно та достов1рно характеризувати стан ЕЕС [2]. Для оргатзаци ефективно-го управлiния ЕЕС необхвдний комплексний тдхвд, який би враховував випадковють вiдмов елемеитiв ЕЕС, стохастичний характер 11 режиму, можливий сценарш розвитку аварп та наслщки в технiчному, економiчному чи ма-терiальному еквiвалеитi.
Зпдно зi статистичними даними [3, 4] 23-28% важких аварiй е наслiдком неправильних дш релейного захисту (РЗ) та протиаваршно! автоматики. В 50-70% випадк1в вони призводять до розвитку аварiйних ситуацш в тяжк1 системнi авари [5]. Таким чином, для ощнювання ризику виникнення авари в ЕЕС з урахуванням вах сценарпв 11 розвитку необхiдно мати адекватнi моделi для визначення технiчного стану пристро1в та схем вторинно! ко-мутацп, в першу чергу РЗ. Особливо актуальною ця задача е для схем РЗ, в яких використовуються мжропро-цесорнi пристро! релейного захисту (МПРЗ), як1, зпдно зi статистикою [5, 6], мають нижчу експлуатацiйну надiйнiсть за схеми з електромехашчними реле.
© Лпвшов В. В., Саченко Я. С., 2015
1. ПОСТАНОВКА ЗАДАЧ1
Для юльюсного ощнювання надшносп пристро1в РЗ необхщно визначити найбшьш дощльний та шформатив-ний показник, який би враховував таю факгори:
- бшьше 99% всього часу експлуатаци схеми РЗ зна-ходяться в режим1 «оч1кування», наслщком чого е мож-ливклъ виникнення в них так званих «прихованих ввдмов», як1 проявляються лише тд час автоматично! л1кв1дацп авар1йного режиму у вигляд1 невиконання пристроем РЗ сво!х функцш;
- р1зноматттсть вид1в ввдмов пристро1в та схем РЗ (вщмови у спрацювант, хибт спрацювання, надлишков1 спрацювання);
- складтсть пристро1в та схем РЗ.
Анал1з юнуючих показник1в надшносп, яю застосо-вуються для пристро!в РЗ, показав, що найбшьш повно враховуе зазначеш вище фактори 1мов1ршсть вадмови у спрацюванш пристрою РЗ на штервал1 часу Q(Лt), або, шшими словами, 1мов1ртсть знаходження пристрою або схеми РЗ в непрацездатному сташ при виникненш на штервал1 часу аваршно! ситуацп, яку мае л1квщувати розглядуваний пристрш РЗ.
Для юльюсно! оцшки 1мов1рносп вадмови схеми РЗ на штервал1 часу Q(Лt) необхадно визначитись з методом оцшювання надшносп. 1снуе ряд метод1в визначення надшносп пристро!в та схем РЗ [7], кожний з яких мае переваги та недол1ки з точки зору того, яю саме показники необхвдно визначити. Так, наприклад, логшэ-1мов1рш-сний метод [8] дозволяе проводити розрахунок довол1 складних систем, та враховувати у розрахунках велику к1льк1сть параметр1в. Недолжом цього методу е те, що вш обмежуе к1льк1сть сташв об'екту до двох: працездат-ного та непрацездатного, що не в1дпов1дае реальним умовам функцюнування РЗ, непрацездатний стан може бути виражений явно або приховано, а явш вадмови, в свою чергу, класиф1куються як вадмови у спрацюванш, хибш та зайв1 спрацювання.
Широкого застосування при оцшщ надшносп при-стро!в РЗ набув метод ланцюпв Маркова [9]. Цей метод можна використовувати як у випадку обмеженого, так 1
у випадку необмеженого ввдновлення при будь-якому 4aci м1ж перевiрками справносп комплекпв РЗ. Однак, у зв'язку з досить високою склaднiстю, його, зазвичай, за-стосовують тодi, коли припущення, що використовують-ся в шших методах, стають неприйнятними.
Щдхвд до оцiнки нaдiйностi пристро!в РЗ на основi методу дерева ввдмов [6, 7], дозволяе врахувати особли-востi функцiонувaння цих пристро1в i отримати якiснi та кiлькiснi показники нaдiйностi, визначити ненaдiйнi еле-менти i запропонувати бiльш нaдiйнi вaрiaнти виконання цих пристро1в.
В робой ставиться задача удосконалити метод ощню-вання iмовiрностi вiдмови пристрою РЗ на iнтервaлi часу шляхом врахування статистичних характеристик облад-нання в цшому та щдивщуальних характеристик окремих одиниць обладнання.
2. МЕТОД ОЦ1НЮВАННЯ НАД1ЙНОСТ1 СХЕМ РЗ
Для шлькюного визначення iмовiрностi Q(At) найб-iльше тдходить метод дерева вщмов [7], який дозволяе визначити шукану величину Q(At) як функцiю ввд показ-ник1в нaдiйностi елеменпв, що складають схему РЗ як на електромехашчнш так i на мжропроцесорнш бaзi. Та-кож цей метод е адаптивним для використання в iмовiрн-iсно-стaтистичних алгоритмах оцiнювaння ризику виник-нення авари в ЕЕС та ii щдсистемах [2].
Формування дерева вiдмов починаеться з формулю-вання шнцево! поди про вщмову системи. Для побудови дерева вщмов використовуеться метод мiнiмaльних пе-ретишв або метод розкладання по елементам [9]. Суть обох цих метсдав полягае в тому, що при опий умов не-працездатносп системи слад використовувати тiльки так1 поеднання несправностей, з яких не можна виключити жоден елемент без того, щоб система стала працездат-ною. За результатом побудови дерева вщмов складаеть-ся послвдовний ланцюг з мiнiмaльних перетинiв (ланок), яю представ ляють собою паралельне з'еднання елеменпв захисту, одночасна вщмова яких робить захист непрацез-датним.
Для визначення iмовiрностi знаходження схеми РЗ в непрацездатному стaнi на iнтервaлi часу At =t 2-ij необх-iдно визначити iмовiрностi вщмови захисту в моменти часу ti i t2. Вони визначаються за ланцюгом ввдмов пристрою РЗ:
Q(t) = 1-Pi(t) •... • Pi (t) •... • Pm (t), (l) де P (t) - iмовiрнiсть безвщмовно! роботи в момент часу t i-i ланки ланцюга ввдмов об'екта. Оск1льки ланки у ланцюгу з'еднaнi послiдовно, iмовiрнiсть безввдмовно! роботи ланцюга визначаеться як добуток iмовiрностей безввдмовно! роботи вйх ланок.
В свою чергу, iмовiрнiсть безвщмовно! роботи кож-но! ланки Pj (t) визначаеться як сума iмовiрностей сумь сних подш, так як кожна ланка представляе собою паралельне з'еднання елеменпв РЗ, одночасна вiдмовa яких
призводить до непрацездатносп всього захисту. В загаль-ному випадку для i-i ланки з n паралельних елеменпв iмовiрнiсть безввдмовно! роботи складае [7]:
n n n
P (t) = ^ZPvj (t)- ^ZPvj (t) • Pwk (t) + XPwy (t) •
j=1 j,k=1, j *k j,k,l=1, j *k *l
' • Pwk(t) • Pvi (0 -..., (2)
де PWj(t) - iмовiрнiсть безвщмовно! роботи елемента РЗ wj, j e W , де W - множина елементiв, з яких скла-даеться схема захисту.
Iмовiрностi безвщмовно! роботи елементiв схеми РЗ визначаються одним з наступних способiв:
1) за експоненцiaльним законом розпод^ iмовiр-ностi вiдмови об'екта за незмшних пaрaметрiв потоку ввдмов ввдповвдних елеменпв ю j = const, j e W :
Pwj (t) = e jt; (3)
2) за статистичними iнтегрaльними функцiями роз-подiлу iмовiрностi вiдмов елементiв схеми РЗ кожного типу Fj (t), j e W :
Pwj (t) = 1- Fj (t); (4)
3) за статистичними штегральними функщями роз-подiлу iмовiрностi вiдмов, модифiковaними з урахуван-ням фактичного технiчного стану кожного окремого еле-
менту захисту Fj (t), j e W :
Pwj (t) = 1- Fj (t). (5)
Кожен з перерахованих способiв мае сво1 переваги та недол^. Визначення iмовiрностi ввдмови за експоненц-iaльним законом е нaйпростiшим, осшльки усередненi значения потоков вiдмов окремих елеменпв релейного захисту (трансформатори струму, струмовi реле, реле часу, промiжнi реле, мiкропроцесорнi термiнaли, тощо) е довщниковими величинами, але, з шшого боку, оцiнкa нaдiйностi проведена з використанням усереднених па-рaметрiв е найменш точною i, зпдно з [10], е придатною лише для проведення рiзного роду порiвняльних оцшок нaдiйностi i непридатною для ощнювання нaдiйностi окремого обладнання. Ощнювання iмовiрностi вiдмови пристрою РЗ з використанням тегральних функцiй роз-под^ iмовiрностi вiдмов е бiльш точним, оскшьки функци Fj(t) базуються на генерaльнiй сукупносп подш i представляють собою iмовiрнiснi характеристики окремого типу обладнання [2]. Модифiковaнi функци Fj (t) з урахуванням технiчного стану конкретних елементiв роз-глядувано1 схеми РЗ дозволяють отримати нaйбiльш точ-ну шлькюну ощнку iмовiрностi безввдмовно! роботи кожного елементу i, як наслвдок, вйе1 схеми РЗ, але 1хне використання вимагае наявносп адекватних моделей стану окремих пристро1в та реле, що ускладнене внаслвдок 1хньо1 велико1 рiзномaнiтностi. Iнтегрaльнi статистичт функци Fj(t) та модифжоваш iнтегрaльнi стaтистичнi функци
можна використовувати при оцiнювaннi нaдiйностi конкретно! схеми РЗ.
Шсля визначення iмовiрностей вiдмови розглядува-но1 схеми РЗ в моменти часу t1 i t2 за рiвнянням (1), iдно; KA KA - електромехашчш струмовi реле
На рис. 1: ТАа, ТАс - трансформатори струму у фазах А та С вщповвдно; КАа-мсз, КАс-мсз - електромехaнiчнi струмовi реле МСЗ у струмових колах фаз А та С вщпов-
визначаеться iмовiрнiсть вiдмови схеми релейного захисту на iнтервaлi часу. Якщо вiдомо, що в момент часу t1 схема РЗ була працездатною, то iмовiрнiсть ii вiдмови на iнтервaлi часу At визначаеться як:
Q(At) =
Q(t 2)- Q(t1)
1-Q(t1)
(6)
Якщо вщомосп щодо прaцездaтностi схеми на момент часу t1 вiдсутнi, то iмовiрнiсть 11 вiдмови на штер-вaлi часу Д/ визначаеться за виразом:
Q(At) = Q(t2)- Q(t1). (7)
Отримана iмовiрнiсть вiдмови е к1льк1сною характеристикою надшносп схеми РЗ на iнтервaлi часу i може бути використана в задачах ощнювання ризику виник-нення авари в ЕЕС та подальшого прийняття рiшень щодо зниження його величини.
3. ПРИКЛАД ТА РЕЗУЛЬТАТИ
На Дншровський ГЕС у 2009-2010 роках була проведена замша исмрок КРУ-6 кВ мереж1 власних потреб з електромехашчними захистами на сучасш комiрки, оз-добленi мшропроцесорними термiнaлaми MICOM P139 (струмовi реле) та MICOM P922 (реле напруги). При-еднання мереж1 6 кВ захищаються наступними захистами, яш е внутрiшнiми функцiями реле MICOM P139:
- максимальний струмовий захист (МСЗ);
- струмова ввдачка (СВ).
В комiрцi КРУ-6 кВ встановлено один мшропроцесор-ний термшал. Резервування захиств приеднань на випадок виходу з ладу MICOM P139 забезпечуеться захистами сум-1жних дiлянок мереж1 власних потреб. Власних резервних захиств комiрки КРУ-6 кВ Дншровсью! ГЕС не мають.
Структурш схеми зaхистiв приеднань 6 кВ до замши (на електромехашчнш баз^ та тсля (на мiкропроцесорнiй баз^ приведенi на рис. 1.
СВ у струмових колах фаз А та С ввдповвдно; KT - елект-ромеханчне реле часу; KL - електромехaнiчне пром1жне реле; Q - вимикач у комiрцi КРУ-6 кВ; YAT - електро-магшт вiдключення вимикача; АК - мжропроцесорний пристрiй релейного захисту.
Для схем РЗ з рис. 1 необхщно провести порiвняль-ний aнaлiз 1хньо! нaдiйностi на iнтервaлi часу At = 3 мсц (¿1 = 5 poKie та t2 = 5,25 poxie ).
Для отримання к1льк1сно1 оцiнки iмовiрностi вщмови у спрaцювaннi РЗ на iнтервaлi часу використовуеться метод дерева вщмов з розкладанням схеми по обраному елементу. Слiд зазначити, що для трифазного КЗ АВС та двофазних КЗ АВ, ВС та СА, вигляд дерева вщмов буде рiзним. Також його структура буде залежати вщ того вiдбулось КЗ на початку захищувано! лшп (зона ди СВ) чи в кiнцi (зона дл МСЗ). В цьому дослщженш ощнюван-ня нaдiйностi схем РЗ буде виконуватись для найтяжчого з можливих пошкоджень - близького трифазного КЗ. Побудоват дерева вiдмов представлен на рис. 2.
За побудованими деревами ввдмов складаються ввдповщщ ланцюги вщмов (рис. 3).
Для ощнювання iмовiрностi знаходження пристрою РЗ в непрацездатному стан на iнтервaлi часу
At = 3 мiсяцi необхщно обрати споаб визначення iмо-вiрностi безвщмовно! роботи елементiв схеми релейного захисту. Анaлiз наявних даних з вщмов електромехан-iчних струмових реле, реле часу та промiжних реле показав 1хню недостатшсть для побудови достовiрних F(t). В цих умовах порiвняльний aнaлiз iмовiрностi вiдмови на iнгервaлi часу для обох схем проведено за експоненц-iaльним законом розподiлення iмовiрностi ввдмови об'екта. Параметри потоков вiдмов елеменпв, що вхо-дять до складу обох схем прийнято за [6, 7]:
- трансформатори струму
0-
ТАа
Ti
-о—о-
КАс-св КАс-мсз
-СМ-
КАа-мсз
КАс- мсз
KT
КАа-св
КАс-св
а)
YAT I -р-1
KT
-СИ
KL
-оч
ТАа
б)
Рисунок 1 - Структуры схеми МСЗ та СВ ком1рок КРУ-6 кВ мережж власних потреб Дшпровсько! ГЕС (а - на
електромехашчшй 6аз1, б - на мжропроцесоршй баз1)
+
+
Q
®таа = ®ТАс = 0,0003 1/ рж: - струмов1 реле
= Й!
= 0,0001 1/ рк:
- реле часу ®кт = 0,0005 1/рж ;
- пром1жне реле юкь = 0,0003 1/рж ;
- МПРЗ юАк = 0,001 VР'к .
За приведеними параметрами поток1в вщмов розра-ховаш 1мов1рносп безввдмовно! роботи за виразом (3) в моменти часу ^ та t2. Результати приведен! в табл. 1.
На основ1 загального виразу (2) визначаються вирази для ощнювання 1мов1рносп безвщмовно! роботи ланок ланцюпв ввдмов обох схем РЗ. Отримаш 1мов1рносп занесет в табл. 2.
Зпдно з виразом (1), визначаються 1мов1рносп в1дмо-ви ланцюпв для обох захиспв:
- електромехатчного:
Qe ^) = 1- Ре1 ^) • Ре2 ^) • Ре3 (t) • Ре4 (t) • Ре5 (t) • ■
• Рев^) • Ре7(П • Ре8^); (8)
- мжропроцесорного:
Qм ^) = 1- Pмl(t) • РМ2(^). (9)
Визначет за виразами (8), (9) 1мов1рносп ввдмови обох схем захисту в моменти часу Ь =5 рок^ та t2 = 5,25 рокгв представлеш в табл. 3. За отриманими значеннями Q(tl) та Q(t2) визначаеться шукана 1мов1ршсть вщмови пристрою РЗ на штервал1 часу Дt = t2 - tl. Оск1льки бшьшу частину часу пристрш РЗ знаходиться у режим1 оч1кування, в бшьшосп випадк1в ведомостей щодо працездатносп схеми РЗ в момент часу ^ немае, тому 1мов1ршсть ввдмови на 1нтервал1 часу визначаеться за виразом (7).
Рисунок 2 - Дерева вщмов: а) схеми МСЗ та СВ на електромехашчнш базц б) схеми МСЗ та СВ з МПРЗ
гС
--1 КАс-ов |---1 КАс-СВ
41
Ъ
Ъ
гС
Ъ
—| КА в |—I Ц ТАс |-
ТАа
ТАс
— АК
а) б)
Рисунок 3 - Ланцюги вiдмов: а) схеми МСЗ та СВ на електромехашчнш базц б) схеми МСЗ та СВ з МПРЗ
Таблиця 1 - Iмовiрностi безвщмовно! роботи елемент схем релейного захисту
А-СВ
А-МСЗ
КТ
Елемент ю, 1/рж Р(1
ТАА, ТАС 0,0003 0,9985011244 0,9984262397
каа-св, кас-св, каа-мсз, кас-мсз 0,0001 0,9995001250 0,9994751378
КТ 0,0005 0,9975031224 0,9973784423
КЬ 0,0003 0,9985011244 0,9984262397
АК 0,001 0,9950124792 0,9947637572
Таблиця 2 - Iмовiрностi безвщмовно! роботи ланок ланцюпв вiдмов
№ ланки Елементи, що и складають РШ1(г1> РШ1(г2)
Електромехашчний захист
1 ТАа-ТАс 0,99999775337205 0,99999752327840
2 Тал-кас-св-кас-мсз 0,99999999962547 0,99999999956646
3 тас-каа-сб-кал-мсз 0,99999999962547 0,99999999956646
4 ТАа-КАс-св-КТ 0,99999999812921 0,99999999783457
5 каа-сб"кас-сб"каа-мсз"кас-мсз 0,99999999999994 0,99999999999992
6 КАа-сб-КАс-сб-КТ 0,99999999937609 0,99999999927781
7 ТАс-КАа-сб-КТ 0,99999999812921 0,99999999783457
8 кь 0,99850112443771 0,99842623966159
Мжропроцесорний захист
1 ТАа-ТАс 0,99999775337205 0,99999752327840
2 ак 0,99501247919268 0,99476375716443
Таблиця 3 - Iмовiрностi вiдмови схем релейного захисту на штерваи часу Дг
Релейний захист Q(Гl) Q(Г2) Q(ДГ )
Електромехашчний 0,0015011239 0,0015762391 0,0000751151
Мжропроцесорний 0,0049897562 0,0052387066 0,0002489504
Отриманий результат тдтверджуе, що надшшсть м!кропроцесорних захиспв е нижчою за надшшсть елек-тромехашчних захиспв. Для захиспв, аналопчних за мюцем встановлення та за сво!ми функщями, !мов!ртсть ввдмови на ввдповщному 1нтервал1 часу для м!кропроце-сорного захисту е втрич вищою, тж для електромехат-чного. Таким чином, питання дослщження надшносп схем релейного захисту з МПРЗ набувае особливо! актуальности Але, як було зазначено вище, використовувати усереднеш значення параметр1в потоку вщмов можна лише при проведенш пор1вняльного анал1зу надшносп. Для юльшсного ощнювання надайносп конкретно! схеми РЗ необхвдне використання статистичних даних з функц-юнування елеменпв конкретного типу, що входять у схему. Для схеми МСЗ та СВ на мшропроцесорнш баз! (див. рис. 1б) такими елементами е:
- трансформатор струму;
- мжропроцесорний термшал.
В [11] приведен! статистичт дан! з в!дмов трансфор-матор!в струму. По цим даними побудовано пстограму розпод!лу параметру потоку вщмов для часу напрацю-вання 25 рошв за виразом:
ю
ТС У11
(г,)=
N ■Дг'
(10)
де N - загальна шльшсть трансформатор!в струму за якими велось спостереження, - шльшсть трансфор-матор!в струму, що вщмовили на !-тому !нтервал! часу, Дг - тривал!сть !-того !нтервалу часу.
За отриманою залежн!стю юте Й) будуеться штег-ральна функц!я розпод!лу !мов!рност! в!дмов трансфор-матор!в струму:
г
Рте (г) = \юте (г)йг.
(11)
Отриман! залежност! ЮТС (Г) та РТС (Г) представлен! на рис. 4.
В [12] приведен! статистичш дан! з ввдмов шкропро-цесорних струмових реле для часу напрацювання 19 рок!в. По цим даним за виразами, аналог!чними вира-зам (10), (11) будуються залежност! юмпрз (г) та
Р
МПРЗ
(г). Цд залежност! представлен! на рис. 5.
За виразом (4) з функцш Рте (г) та Рмпрз (Г) визна-чаються !мов!рносп безв!дмовно! роботи трансформа-тор!в струму та МПРЗ в моменти часу ^ = 5 роюв та г2 = 5,25 рошв . Результата приведен! в табл. 4.
1мов!рносп вщмови схеми з МПРЗ в моменти часу ^ = 5 рок1в та г2 = 5,25 рок1в визначаються по даним з табл. 4 ! складають дМ (г!) = 0,016482685, Qм (г 2) = 0,017019891. За виразом (7) визначаеться !мов!ршсть вщмови схеми на !нтервал! часу Дг = 3 м1с, яка складае: QМ (Дг) = 0,000537206 .
Отриманий результат показуе, що !мов!ртсть ввдмо-ви схеми РЗ на штервал! часу, визначена за статистич-ною функц!ею, вища, шж визначена за усередненим параметром потоку ввдмов. Це пояснюеться тим, що обра-
ш
нии штервал часу вiдноситься до етапу припрацюваль-них вiдмов, який не враховуеться експоненцiальним законом розтдалу iмовiрностi ввдмови i враховуеться при використанш статистичних даних з ввдмов розглядувано-го типу обладнання.
ВИСНОВКИ
Удосконалений метод дерева вщмов для оцiнювання показник1в надiИностi схем РЗ дае можливють викорис-товувати в якосп вихвдно! шформацп як усереднеш по-казники надiИностi обладнання так i статистичнi показ-ники надiИностi конкретного типу обладнання, що ро-бить Иого придатним як для порiвняльних оцiнок, так i
для визначення показник1в надiИностi окремих схем РЗ.
Проведений порiвняльниИ аналiз надiИностi схем РЗ на електромехатчнш та мiкропроцесорнiИ базах тдтвер-див нижчу надiИнiсть останнiх через висош параметри потоков вiдмов мiкропроцесорних термiналiв.
Визначена iмовiрнiсть ввдмови схеми струмового за-хисту приеднання 6 кВ Дшпровсысо! ГЕС на м^опроце-сорнш базi з використанням статистичних функцш Еф, дала бiльш точну оцшку надiИностi у порiвняннi з використанням усередненого параметру потоку вщмов i показала необхiднiсть подальшого удосконалення методу шляхом врахування шдиввдуальних характеристик окремих одиниць обладнання схем РЗ.
Рисунок 4 - Пстограма розподшу параметру потоку вщмов (а) та iнгегральна функщя розподшу 1мов1рност вщмов (б)
трансформатор1в струму
Р(0 0,045 0,04 0,035 0,03 0,025 0,02 0,015 0,01 0,005 0
14 16 ^ ромв
а) б)
Рисунок 5 - Пстограма розподшу параметру потоку вщмов (а) та штегральна функщя розподшу
1мов1рност вщмов (б) МПРЗ
Таблиця 4 - 1мов1рност безвщмовно! роботи елеменив схеми з МПРЗ
Елемент т Р(1 Р(2
ТАа, ТАс 0,00557917 0,00564559 0,99442083 0,99435441
АК 0,01645207 0,01698856 0,98354793 0,98301144
СПИСОК Л1ТЕРАТУРИ
1. Штатов В. В. Ощнювання надшносп пристрош релейного захисту за допомогою iepapxi4Hm схем не-чпкого виводу / В. В. Штшнов, Я. С. Саченко // Вщнов-лювана енергетика ХХ1 стoлiгтя. Мaтерiaли XV K®i-лейно! м1жнародно! науково-практично1 конференций
- Кив, 2014. - С. 261-264.
2. Kosterev M. V Risk Estimation of Induction Motor Fault in Power System / M. V. Kosterev, E. I. Bardyk, V. V. Litvinov // WSEAS Transactions on Power Systems. -Issue 4. - Volume 8. - October, 2013. - P. 217-226.
3. Абдурахманов А. М. Влияние продолжительности эксплуатации на отказы выключателей в высоковольтных электрических сетях / А. М. Абдурахманов, М. Ш. Мисриханов, А. В. Шунтов // Электрические станции. - 2007. - № 7. - С. 59-63.
4. Саратова Н. Е. Анализ подходов к исследованию процессов протекания системных аварий / Н. Е. Саратова // Системные исследования в энергетике. Материалы конференции молодых ученых. - Иркутск: ИСЭМ, 2007. - С. 31-39.
5. Гуревич В. И. Новая концепция построения микропроцессорных устройств релейной защиты / В. И. Гуревич // Компоненты и технологии. - 2010. - № 5.
- С. 12-15.
6. Schweitzer E. O. Reliability Analysis of Transmission Protection Using Fault Tree Methods / E. O. Schweitzer,
B. Fleming, T. J. Lee, P. M. Anderson // 51st Annual Conference for Protective Relay Engineers. - Texas A&M University, College Station. - April 6-8, 1998.
7. Шалин А. И. Надёжность и диагностика релейной защиты энергосистем / А. И. Шалин. - Новосибирск: НГТУ, 2002. - 384 с.
8. Черняк А. А. Логико-вероятностный метод анализа надёжности многозначных систем большой размерности / А. А. Черняк // Автоматика и телемехашка. -1998. - № 1. - С. 171-180.
9. Китушин В. Г. Надёжность электрических систем / В. Г. Китушин. - М.: Высшая школа, 1984. - 256 с.
10. РД 34.20.574-85. Указания по применению показателей надежности элементов энергосистем и работы энергоблоков с паротурбинными установками: утв. ГТУ ЭЭС МЭ СССР 03.09.84. - М.: Союзтехэнерго, 1985. - 10 с.
11. Лоханин А. К. Обеспечение работоспособности маслонаполненного высоковольтного оборудования после расчетного срока службы / А. К. Лоханин, В. В. Соколов // Электро. - 2002. - № 1. - С. 10-16.
12. Ridwan M. I. Application of Life Data Analysis for the Reliability Assessment of Numerical Overcurrent Relays / M. I. Ridwan, K. L. Yen, A. Musa, B. Yunus // World Academy of Science, Engineering and Technology. -Volume 48. - 2010. - P. 969-975.
Стаття надiйшла до редакцИ 30.03.2015 Шсля доробки 20.04.2015
Литвинов В. В.1, Саченко Я. С.2
1Канд. техн. наук, доцент кафедры гидроэнергетики Запорожской государственной инженерной академии, инженер цеха компьютерных технологий, релейной защиты и связи Днепровской ГЭС, Запорожье, Украина
2Магистрант кафедры гидроэнергетики Запорожской государственной инженерной академии, Запорожье Украина
УСОВЕРШЕНСТВОВАНИЕ МЕТОДА ОЦЕНИВАНИЯ НАДЕЖНОСТИ СХЕМ РЕЛЕЙНОЙ ЗАЩИТЫ
Усовершенствован метод дерева отказов для оценивания вероятности отказа схемы релейной защиты на интервале времени путем использования статистических функций распределения вероятности отказов элементов схемы релейной защиты. Усовершенствованный метод позволяет проводить оценку надежности схем релейной защиты с учетом характеристик отдельных типов оборудования. Проведен сравнительный анализ надежности схем релейной защиты на электромеханической и микропроцессорной элементных базах.
Ключевые слова: надежность, релейная защита, вероятность, отказ, техническое состояние, дерево отказов.
Litvinov V. V.1, Sachenko Ya. S.2
1PhD, Associate Professor of Hydro Power Department of Zaporizhia State Engineering Academy, Engineer of Computer Technologies, Relay Protection and Connection Department of Dnipro HPS, Zaporizhia, Ukraine;
2Master Student of Hydro Power Department of Zaporizhia State Engineering Academy, Zaporizhia, Ukraine.
THE IMPROVEMENT OF RELAY PROTECTION SCHEMES RELIABILITY ESTIMATION METHOD
In paper thefault tree methodfor the relay protection scheme reliability estimation at the time interval is improved. The improved method can be used as input information of the following values: the averaged reliability indexes of equipment, the statisticalfunctions of relay scheme elements of fault probability distribution and the modified statisticalfunctions of relay scheme elements of fault probability distribution. The improved fault tree method is possible to apply both for the comparison estimations andfor the risk-management problem solution. In practical part of the paper the comparison of reliability analysis of relay schemes with electromechanical relays and digital relays is presented. The obtained results show that the reliability of modern digital relay schemes is less than the reliability of electromechanical relay schemes. Also, in paper the quantity estimation of 6 kV network current protection fault probability is obtained by using the statisticalfunctions F(t).
Keywords: reliability, relay protection, probability, fault, technical state, fault tree.
REFERENCES
1. Litvinov V. V, Ya. S. Sachenko Otsiniuvannia nadiinosti prystroiv releinogo zahysty za dopomogoiu ierarhichnyh shem nechitkogo vyvodu. Vidnovliuvana energetyka XXI stolittia. Materialy XV yuvileinoi mizhnarodnoi naukovo-praktychnoi konferentsii. Kyiv, 2014, s. 261-264.
2. Kosterev M. V., Bardyk E. I., Litvinov V. V. Risk Estimation of Induction Motor Fault in Power System. WSEAS Transactions on Power Systems, Issue 4, Volume 8, October, 2013, pp. 217-226.
3. Abdurahmanov A. M., Misrihanov M. Sh., Shuntov A. V. Vlianie prodolzhytelnosti ekspluatatsii na otkazy vykluchatelei v vysokovoltnyh elektricheskih setiah. Elektricheskie stantsii. 2007, No 7, pp. 59-63.
4. Saratova N. E. Analiz podkhodov k issledovaniu protsessov protekania sistemnyh avarii. Sistemnye issledovania v energetike. Materialy konferentsii molodyh uchionyh. Irkutsk, ISEM, 2007, pp. 31-39.
5. Gurevich V. I. Novaia kontseptsia postroenia mikroprotsessornyh ustroistv releinoi zashchity. Komponenty i tehnologii, 2010, No 5, pp. 12-15.
6. Schweitzer E. O., Fleming B., Lee T. J., Anderson P. M. Reliability Analysis of Transmission Protection Using Fault Tree Methods. 51st Annual Conference for Protective Relay Engineers. Texas A&M University, College Station, April 6-8, 1998.
7. Shalin A. I. Nadiozhnost i diagnostika releinoi zashchity energosistem. Novosibirsk, NGTU, 2002, 384 s.
8. Cherniak A. A. Logiko-veroiatnostnyi metod analiza nadiozhnosti mnogoznachnyh sistem bolszoi razmernosti. Cherniak. Avtomatika i telemehanika, 1998, No 1, pp. 171-180.
9. Kitushin V. G. Nadiozhnost elektricheskih sistem. Moscow. Vysshaia shkola, 1984, 256 s.
10. RD 34.20.574-85. Ukazania po primeneniu pokazatelei nadiozhnosti elementov energosistem i raboty energoblokov s paroturbinnymi ustanovkami: utv. GTU EES ME SSSR 03.09.84, Moscow, Soiuztehenergo, 1985, 10 s.
11. Lohanin A. K., Sokolov V. V. Obespechenie rabotosposobnosti maslonapolnennogo vysokovoltnogo oborudovania posle raschetnogo sroka sluzhby. Elektro, 2002, No 1, pp. 10-16.
12. Ridwan M. I., Yen K. L., Musa A., Yunus B. Application of Life Data Analysis for the Reliability Assessment of Numerical Overcurrent Relays. World Academy of Science, Engineering and Technology. Volume 48, 2010, pp. 969-975.
