[发明专利]一种弹药部组件多个性能参数间的相依性评价方法有效
| 申请号: | 201811313259.6 | 申请日: | 2018-11-06 |
| 公开(公告)号: | CN109522519B | 公开(公告)日: | 2023-02-03 |
| 发明(设计)人: | 张世艳;魏小琴;杨小奎;王艳艳;黄文明;周彩元;刘伟 | 申请(专利权)人: | 中国兵器工业第五九研究所 |
| 主分类号: | G06F17/18 | 分类号: | G06F17/18 |
| 代理公司: | 重庆弘旭专利代理有限责任公司 50209 | 代理人: | 张建 |
| 地址: | 400039 重*** | 国省代码: | 重庆;50 |
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| 摘要: | 本发明提出了一种弹药部组件多个性能参数间的相依性评价方法,在Sklar定力的基础上给出了双参数退化的可靠性模型。进一步针对该模型,提出了一种具有更高效率的两步法来估计模型中的未知参数,首先分别对两个性能参数退化过程进行建模分析,估计出其边缘分布中的未知参数;然后,将边缘分布参数估计值代入整体极大似然函数中。通过与库房贮存的实测值进行对比分析,使用本发明方法计算得到参数1这一参数的模型预测精度达到85.92%,参数2这一参数的模型预测精度达到88.60%,最终的双参数Copula函数值的模型预测精度达到93.75%。 | ||
| 搜索关键词: | 一种 弹药 组件 性能参数 相依 评价 方法 | ||
【主权项】:
1.一种弹药部组件多个性能参数间的相依性评价方法,其特征在于:假定Copula参数恒定的前提条件下建立基于Copula的双参数退化模型,并给出相应的参数估计方法:假设某产品具有两个性能特征参数,每个性能特征参数的退化过程均可用退化轨迹模型或随机过程模型描述,记为{X1(t),X2(t)};{X1(t),X2(t)}的联合分布函数为H(X1(t),X2(t))=C(F1(X1(t)),F2(X2(t))其中,Fp(Xp(t))是Xp(t)的累积分布函数,p=1,2;对于具有两个性能特征参数的产品而言,其可靠度函数为R(t)=C(R1(t),R2(t))其中,Rp(t)是第p个性能参数的可靠度函数,p=1,2;当任何一个性能参数值达到或超出设计规定的阈值时,将导致产品失效;失效阈值记为{D1,D2};因此,对于具有两个性能特征参数的产品,其可靠度为R(t)=P((X1(t),X2(t))∈S)=P(X1(t)<D1,X2(t)<D2)式中S代表安全域,当且仅当所有性能参数均位于安全域S内时,产品正常工作;由于P(X1(t)<D1)=F1(D1|t),P(X2(t)<D2)=F2(D2|t);式(7)可以写成R(t)=P(X1(t)<D1,X2(t)<D2) =C(F1(D1|t),F2(D2|t)) =C(R1(t),R2(t))式中Fp(Xp(t))是Xp(t)的累积分布函数,p=1,2;Rp(t)是第p个性能参数的可靠度函数,p=1,2;特别地,若性能特征参数相互独立,则式(8)中的可靠度函数可以简化为R(t)=R1(t)R2(t)其中Rp(t)为第p个性能特征参数的边际可靠度函数,p=1,2;对于两个性能退化过程{X1(t),X2(t)},令其在t时刻的可靠度函数分别为u=R1(t)和v=R2(t);则(P1)对于所有
C(u,0)=C(0,v)=0;(P2)对于所有
C(u,1)=u,C(1,v)=v;(P3)对于所有
max(u+v‑1,0)<C(u,v)<min(u,v);性质(P1)说明任意一个性能参数超过失效阈值都会导致产品失效,性质(P2)说明若其中一个性能参数不退化,产品的可靠性将完全由另一个性能参数决定;性质(P3)描述了Fréchet–Hoeffding区间,将R(t)=C(R1(t),R2(t))代入性质(P3)得到Fréchet–Hoeffding区间为:max(R1(t)+R2(t)‑1,0)≤R(t)≤min(R1(t),R2(t))该性质说明双参数性能退化失效型产品的可靠度一定处于上式区间;估计模型参数方法:第一步:求解边缘分布参数1)对于非线性漂移维纳过程中的协变量模型而言,待估参数和连接函数μz有关,当连接函数为μz=ae‑b/z时,待求参数为βp=[ap,bp,σp],p=1,2;退化增量xpkij的概率密度函数为
对数似然函数为
式中
是观测到的退化增量,Δ(tkij)=tkij‑tki,j‑1是两次检测的间隔时间,τkij=τ(tkij)‑τ(tki,j‑1)是转换后的间隔时间,
为标准正态分布的概率密度函数;2)对于逆高斯过程中的协变量模型而言,待估参数为βp=[ap,bp,σp],p=1,2,其中ap,bp是连接函数μz中的参数;退化增量xpkij的概率密度函数为
对数似然函数为
式中
是观测到的退化增量,τkij=τ(tkij)‑τ(tki,j‑1)是转换后的检测间隔时间,
是关于ap,bp的函数;第二步:求解Copula函数参数;第一步已经求出了两个边缘分布的参数
将其代入式(32),可以得到关于参数α的似然函数:
式中
和
分别是第p个边缘分布的累积分布函数和概率密度函数,
是C(·;α)的密度函数,xpkij是观测到的退化增量,p=1,2;省去常数项后,式(37)可简化为:
参数α的估计参数值可以表示为:
式中Θ是参数空间;由于似然函数中只包含一到两个参数,其极大似然估计值可以通过Newton‑Raphson等优化算法求得。
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