指数分布下可靠性参数的推断
指数分布可靠性增长分析的Bayesian整体推断方法
( 防科 大 航天 与 材 料工 程 学 院 ,长 沙 国 407 ) 10 3
摘要:本文 引入服从广义逆 Ga a分布的折合 因子,得到一种指数可靠性增长下失效率的 B ys mm ae 整体 推断技术,并采用 L g e eGas 积分方法得到了折合因子分布参数的精确数值解 ,通过典型示例与其 au ̄ — us 它确定分布参数的方法进行 比较,可知这种 方法更加接近工程实际。
收稿 日期 :20 —10 ; 修订 日期:2 0 —01 0 60 —9 0 61— 1 作者简介 :杨华波 (9 0) 18一,男,博士研究生,研究方 向:数据融合与可靠性、精度分析 ; ( 10 3 40 7 )长沙市 国防科技大学 12教研 室. 0
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Ab t a t I i a e , a so m a t rwh c eo g eg n rl n e s mmad s i u i nf n t n i sr c : n t sp p r a t f r f co ih b ln st t e e a v re Ga h r n oh i i rb t u c i s t o o ito u e d t e i tg ae if ri g tc n l g f r l b l y r o h a ay i i an d n r d c d a n e r td n e r e h o o y o ei i t g wt n l ss s g i e .Th r c s n h n a i e p e ie n me c ou i n f te ta so m a tr a e o t ie y u i g La u re Ga s n e a . e smua in u r a s l t s o r n f r f co r b an d b sn g er — u s it g 1 T i lt il o h r h o r s l h w t eme o n dtea g rtm p o o e i h s a e a o a l . euts o h s h t da h l o h i r p sd nt i p p r e s n b e r Ke wo d : r l b l y r wt ;Ba e i a p o c ;I v Ga y r s ei i t g o h a i y sa n p r a h n — mma d s i u i n e o u in r p o a it b t ; v l t ay r g mmi g r o o r n
基于指数分布的可靠性分配方法研究
j =1 i =1
∑∏K
2010 年第 3 期
舰船电子工n
4. 2 环境等其他因子
λ j =
i =1 N
∏K
n
环境因子 , 一般考虑四个因素 , 温度 、 湿度 、 振
ji
・
ji
j =1 i =1
∑∏K
ts λ ・ s tj
动和冲击 [ 6 ] 。不同的环境条件 , 对可靠性的影响也 是不同的 。显然 , 恶劣环境条件的设备 , 分配的可 靠性指标应该低一些 , 环境因子应该大一些 。标准 化因子 、 维修因子及元器件质量因子 , 都可以首先 定性地分析 。对标准高的 , 元器件质量高的 , 维修 比较方便的单元 、 分系统 , 指标可以分配得高一些 , 加权因子分配得比较低 ; 反之 , 指标分配得低一些 , 加权因子分配得比较高 。按照经验指标的取值 , 各 个因子的取值详见表 3 。
A GR EE 分配法等
[2 ] [1 ]
2 经典分配方法的分析
2. 1 指数分布
指数分布是可靠性工作中最重要的一种分布 ,并 且几乎是专门用于电子设备可靠性预计的一种分布。 对于复杂系统 ,通常假设系统的故障率服从指数分布。 这种假设不仅是由于指数分布简单、 使用方便 ,而是通 过对大量电子设备和系统应用的实际现场数据的分 析处理 ,证明这种假设是合理、 有效的。 指数分布描述瞬时失效率是常数的情况 ,它可 以表示为由泊松过程形成的分布。这种模型具体应 用于失效率随着工作时间的增长没有显著的变化的 产品 ,或者没有过多余度的复杂可修复产品[ 3 ] 。
表3 系统各单元环境因子 单元 名称 探测 单元 环境 标准化 维修 组件 因子 Kj3 因子 Kj4 因子 Kj5 编号 组件 1 1 1 1 1 1 1
可靠性分析技术(评估)
1 可靠性数据的收集和整理
可靠性数据的来源及特点 试验数据和现场数据 故障数据的判定
可靠性数据的来源
寿命分布检验
分布参数的估计
可靠性参数计算
故障率
根据规定可接受的 故障率计算使用寿命
平均寿命
可靠度
给定可靠度计算 可靠寿命
经典可靠性评估流程
内厂可靠性试验
数据收集、整理
外场数据
经验分布函数或可靠度观测值计算 寿命分布检验
分布参数的估计
可靠性参数计算
故障率
平均寿命
根据规定可接受的 故障率计算使用寿命
可靠度
给定可靠度计算 可靠寿命
分布参数点估计
极大似然法 图估法 最小二乘法
分布参数估计-(供参考)
极大似然估计(Maximum Likelihood Estimation--MLE)
设总体的分布密度函数为f(t,θ),其中θ为待估参数,
从总体中得到一组样本,其次序统计量的观测值为
t(1) , t(2) ,, t(n)
失效率函数
(t)
f (t) R(t )
(t )/
1 (t )
确定电子管的寿命分布
20个电子管在某次试验中共发生5次故障,记录如下表
序号
1
2
3
4
5
故障时间
26
64
119
145
182
经验假设电子管寿命服从指数分布
经典可靠性评估流程
可靠性总结2
1.可靠性工程的重要性主要表现在三个方面:高科技的需要,经济效益的需要,政治声誉的需要2.产品在规定的条件下和规定的时间内,完成规定功能的能力。
从设计的角度,可靠性可分为基本可靠性和任务可靠性;从应用的角度,可靠性可分为固有可靠性和使用可靠性。
基本可靠性是指产品在规定的条件下无故障的持续时间或概率。
它反映了产品对维修人力的要求。
任务可靠性是指产品在规定的任务剖面中完成规定功能的能力。
它反映了产品对任务成功性的要求.3.可靠性指标(1)可靠度R(t) 0≤R(t)<1 不可靠度(2)故障密度函数f(t)(3)λ(t)也称为产品的瞬时失效率.(4)平均寿命对于不维修产品表示为:失效前平均时间MTTF对于可维修产品表示为:平均故障间隔时间MTBF(5)有效度维修度M(t)——产品在规定条件下进行修理时, 在规定时间内完成修复的概率.平均修复时间MTTR有效度A(t):表示产品在规定条件下保持规定功能的能力。
(固有有效度)(使用有效度))MTBF——反映了可靠性的含义。
MTTR——反映维修活动的一种能力。
4.常用寿命分布函数(1)指数分布主要特点:故障率表现为一个常数,便于计算。
适合对器件处于偶然失效阶段的描述重要性质:无记忆性(2)正态分布主要特点:能同时反映出构成电子元器件产品失效分布的各种微小的独立的随机失效因素的总结果,也即能反映出产品失效模式的多样性和失效机理的复杂性.(3)威布尔分布用三个参数来描述,这三个参数分别是尺度参数α,形状参数β、位置参数γ,5.失效率曲线早期失效期的特点是失效发生在产品使用的初期,失效率较高,随工作时间的延长而迅速下降。
造成早期失效的原因大多属生产型缺陷,由产品本身存在的缺陷所致.通过可靠性设计、加强生产过程的质量控制可减少这一时期的失效。
偶然失效期的特点是失效率很低且很稳定,近似为常数,器件失效往往带有偶然性。
这一时期是使用的最佳阶段。
耗损失效期的特点是失效率明显上升,多由于老化、磨损、疲劳等原因并不是任何一批器件均明显地表现出以上三个失效阶段。
基于指数分布数据的可靠性变点分析_黄志坚
ti 。
由 Bayes 定理可得到变点 k 的后验分布为
P{k = i |t}=
(1 -q)h(i) (n -1)g(t)
i =1 , 2 , …, n -1
(9)
qh(i)/ g(t) i = n
利用变点 k 的后验分布式(9)就可以对变点进行统计推断 。令 ri =P{k =i t}, r(n)=max(r1 , r2 , …, rn), 若损 失函数取 0 —1 损失函数 , 则变点 k 的 Bayes 估计为
15 8 武 汉 理 工 大 学 学 报 2008 年 2 月
iid
布服从参数为 λ1 的指数分布 , 即 t 1 , t 2 , …, tk ~ E(λ1), 而在第 k 次故障
发生后 , 产品的寿命分布服从参数为 λ2 的指数分布 , 即 tk +1 , tk+2 , …, tn
设可修产品在使用过程中的无故障工作间隔时间为 t 1 , t2 , … , tn 。 假定产品工作时间 t 1 , t2 , … , tn 是相互 独立的 , 且产品在第 k(1 <k ≤n)次故障发生时刻为产品的可靠性变点 ,即在第 k 次故障发生前 , 产品的寿命分
收稿日期 :2007-08-05. 作者简介 :黄志坚(1980-), 男, 硕士生 .E-mail:hzjwolf @yahoo .com .cn
k = i , 当 ri = r(n)时
(10)
在置信系数为 1 -α的情况下 , 由后验分布式(9)可得到变点的区间估计为[ k1 +1 , k2 -1] , 其中 k1 和 k2 满
足
k1
n
∑ ri ≤ α/ 2 ∑ ri ≤ α/ 2
【民航精品课件 可靠性数据分析】第二篇
,
RU
(t0
)
et0
/U
exp
t0
2 / 2 (2r
2T
)
.
类似可给出可靠寿命等指标的区间估计。
对于有替换定数截尾试验,上述结论同样 成立,只是总试验时间
T nt(r)
6.2 指数分布参数的区间估计
例6.7 对飞机上电子设备用的某种电子管进行有替换
定数截尾试验:电子管总数 n 39 ,记录下9次失效时 间,如下表所示,求平均寿命的置信度为90%的区间估
i 1
可靠度R(t)的极大似然估计为
Rˆ (t) et /ˆ
6.1 指数分布参数的极大似然估计
可靠寿命的极大似然估计
tˆ(R) ˆ ln 1 .
R
参数估计的性质: ˆ为的唯一最小方差无偏估计(UMVUE),而
ˆ是有偏的 ,其无偏估计为
ˆ' r 1 ˆ
r
6.1 指数分布参数的极大似然估计
例6.1 已知某电子管寿命服从指数分布,随机抽取20 只,进行无替换定数截尾寿命试验,得到前5个失效时间 (单位:小时): t(1) 26, t(2) =64, t(3) =119, t(4) 145, t(5) 182. 求平均寿命,失效率,t 50 小时的可靠度与可靠度为 0.9时的可靠寿命。
计产品的平均寿命 ,失效率 ,100小时时的可靠度 R(100)
和可靠度0.95时的可靠寿命 t0.95 ?
6.1 指数分布参数的极大似然估计
解:电子管的总试验时间
T nt(r) 20 407 8140小时
ˆ T / r 8140 / 5 1628小时
ˆ 1/ˆ 1/1628 6.14104 / 小时
计。
基于指数分布的可靠性分配方法研究
点的分配方法 , 并进行推导计算。
*
收 稿 日期 :0 9年 l 20 2月 2日 , :0 9年 1 在 20 2月 3 0日
作者简介 : 张倩倩 , , 女 硕士 , 助理工程师 , 研究方向 : 可靠性分配 与预计 , 机械结构抗冲隔振分析 。黄清清 , , 女 硕士 , 研
a diao s ihigfcos f h n ier gas n n.T ru hte rjc,tstse a no t z e l c— n l w g t tr e gn ei si me t ho g oet ii etdt tt a pi e h l a t l we n a ot e n g hp h ic mi t a o
上海 2 10 ) 0 1 8 ( 中国船舶重工集 团公 司第 7 6 2 研究所
摘
要
可靠性分 配就是将产 品的可靠性定量要求按 给定 的准则分配给各 组成部分 。一 种新的可靠 性分配方法集合
了几种经典算法 的优点 , 既考虑了系统组成单元 工作 时间可能小于系统工作 时间的影 响, 又考虑 了工程加权分 配因子 的影 响。通过工程分析 , 证实该方 法可以有 效地 优化 可靠 性分配结 果。 关键词 可靠性分配 ;工作 时问 ; 加权 因子
Zh n a q a Hu n n qn Zh n n i a gQin in a gQi g ig a gYa qu
( . 7 6 Re e r h I siu eo S C,S a g a 2 1 0 ) No 2 s a c n tt t fC I h n h i 0 18
sr tg e ic s e h i r t r . F ri al wst ec m p n n p r t g t s t e ls h n t e s s e o e a ig t s t a e is d s u s d i t el e a u e o l n t t o h o o e t e a i i o n me O b st a h y tm p r t i e n me ,
指数分布寿命试验Bayes可靠性评估
指数分布寿命试验Bayes可靠性评估
指数分布寿命试验是一种常见的可靠性试验方法,用于评估产品的寿命和可靠性。
Bayes可靠性评估是一种基于贝叶斯定理的可靠性评估方法,可以利用试验数据和先验信息来推断产品的可靠性参数。
在指数分布寿命试验中,假设产品的寿命服从指数分布,即在一定时间段内,产品发生故障的概率与产品的使用时间成比例。
试验数据通常包括多个样本的故障时间,可以根据这些数据来估计产品的失效率(即故障率)λ。
Bayes可靠性评估的关键在于确定先验分布,即对可靠性参数的先前知识或假设。
先验分布可以基于历史数据、专家知识或其他信息来推断。
然后,通过将试验数据和先验信息结合,可以得到后验分布,即对可靠性参数的新估计。
Bayes可靠性评估的优势在于可以将先前的知识或假设纳入到评估中,并且可以通过后验分布来提供更可靠的可靠性估计。
然而,在实践中,确定先验分布可能是挑战性的,因为先验分布可能对结果产生较大的影响,特别是在数据较少时。
因此,合理的先验选择和灵活的先验敏感性分析是Bayes可靠性评估的关键。
可靠性基本概念与参数体系
由于 f (t) dR(t)
dt
,所以
(t)dt dR(t)
R(t)
t
(t)dt
0
Байду номын сангаас
ln
R(t)
|t0
t
R(t)eo(t)dt R(t) et
27.04.2021
26
故障率、可靠度与密度函数关系
R(t)
(t)
f(t)
早期 故障
偶然故障
耗损故障
t
产品典型的故障率、可靠度和密度函数曲线
27.04.2021
27.04.2021
40
目标值-2
美空军AFR80-5-78将目标值定义为:既满足使 用要求又具有增长能力或保障费用最佳的R&M 值。
从上述定义可以发现,R&M目标值首先表示系统 投入外场使用,经过一段期间的使用,发现问 题并进行改进后达到成熟状态的R&M水平,这 种R&M水平必须满足预定的未来环境下的使用 要求,同时,R&M的目标值应使系统在外场的 使用和保障费用最低,而且应是通过增长可以 达到的R&M值。
可靠性基本概念与参数体系
主要内容
可靠性基本概念 可靠性参数体系
27.04.2021
Introduction to
2
Reliability_Conception & Parameter
可靠性基本概念—可靠性
可靠性 产品在规定条件下和规定时间内,完成规定功能的能力。
产品可靠性定义的要素是三个“规定”:
使用阶段 寿命剖面内的事件
27.04.2021
6
可靠性基本概念
基本可靠性 产品在规定的条件下,无故障的持续时间或 概率。 在没有后勤保障情况下系统工作能力的度 量 考虑所有需要维修保障的故障
指数分布下参数推断方法的比较
则 样 本 Байду номын сангаас 期 望 信 息 量 为
0 仅 在 ,. L 时 , 观 察 到 丁 , 此 , 据 由 以 下 数 对 组 成 。 ,≤ 能 因 数
( . , f, ) i= 1, , , , 2…
)E =(
) 吉兰1 = = 一~ ) 。 ( ( 9 )
( O 1)
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第 2 3卷 第 3期
2 0 0 2年 9月
锦 州师 范 学 院 学报 ( 自然 科 学 版 )
J u n lo i z o o m a H g ( au a ce c iin o r a fJn h u N r l Co e e N t r l in eEd t ) S o
一
由 于 Pr( 一 O)一 e p( L 0 . x 一 / )= 1一 Pr( i= 1 。 S )
7/f 1 ,'
故 E( t 。
一 O )一 L ,
其 中 : 一 三t, T .T是 0的 充 分 统 计 量 。 f 是 独 立 标 准 指 数 诸 / 变 量 ,1Q 有 单 参 数 伽 玛 分 布 , 刻 度 参 数 为 。 价 地 7/ 其 等
2 1 ~ 7/ (n 。 2 ) () 4
Ei一 ) E1 ≤ ) 』 ( 1 (f 厶 =: t f 一7 . ‘ z
= 1 = L 一 ) + ( 一
1 ~ e
。
)一 ( 1—
故 E( )= E( I 一 O P ( O + E( I 一 1 P ( t f 。 )・ , 占 = ) f )・ ,
关 键 词 : 数 分 布 ; 信 区 间 ; 数 估 计 ; 全 样 本 指 置 参 完
指数分布抽样基本定理及在指数分布参数统计推断中的应用
i :2 , …, . ㈩ 一 , 则( 【 , ㈩, …, U I ¨, ) 的联合 分布 密度 为
广 n一 1 1
f ( u ( 1 ) , ( 2 ) , …, “ ( 一 1 ) , ) 一( , z ) ! ” e x p I — ∑ ( ) - n ¥ v l , ( 1 ) ≤“ ( 2 ) ≤…≤ ( 一 1 ) , v >O .
第 5期
李 国安 : 指 数 分布抽 样基 本 定理及 在 指数 分布参 数 统计推 断 中的应 用
3 1
( i )2 r aX ( 1 )~ Y。 ( 2) ;
Байду номын сангаас
( i i )2 n 2( X ~ X( 1 ) )~ ( 2 ( , 2 — 1 ) );
( i i i ) 一 X… 与 X( 1 ) 相 互独 立.
第3 2卷 第 5期
2 0 1 6年 1 O月
大 学 数 学
CoLLEGE M ATH EM ATI CS
Vo 1 . 32, № .5
0c t . 2 01 6
指 数 分 布 抽样 基本 定 理 及 在 指 数 分 布 参 数 统 计 推 断 中的应 用
李 国安
( 宁波大学 理学 院, 浙江 宁波 3 1 5 2 1 1 )
的相 关 内容写 进教 材.
2 指 数 分 布 抽 样 基 本 定 理
指数 分布 总体 的顺 序统 计量 ( X㈩ , …, X )的联 合分 布如 下
定义 1 设 X ~ E( A ), X , …, X 是 来 自X ~ E( ) 的容 量 为 n的样 本 , ( X( 1 】 , …, X ) 有 如下 的 密度 函数
指数分布族在统计推断中的应用
指数分布族在统计推断中的应用统计推断是利用样本数据来对总体进行推断和估计的一门学科。
在统计推断中,我们常常需要对总体的参数进行估计,其中一个重要的方法就是利用指数分布族进行推断。
指数分布族在统计推断中具有广泛的应用,例如在最大似然估计、贝叶斯估计以及假设检验中都能够发挥重要的作用。
首先,指数分布族在最大似然估计中的应用。
最大似然估计是利用观测数据来估计总体未知参数的一种方法,它通过寻找使得样本观测值出现的概率最大化的参数值来进行估计。
而指数分布族在最大似然估计中可以作为概率分布的模型。
因为指数分布族具有良好的数学性质,使得在最大似然估计中可以方便地进行计算。
例如,对于已知样本数据和参数未知的指数分布,可以通过最大似然估计来估计参数的值,并找到使得似然函数取最大值的参数值。
这种方法具有较好的理论依据和实际应用价值。
其次,指数分布族在贝叶斯估计中的应用。
贝叶斯估计是一种利用贝叶斯定理来对总体参数进行估计的方法,它将先验分布与样本信息相结合,得到后验分布,并利用后验分布对参数进行估计。
在贝叶斯估计中,指数分布族可以用作先验分布的模型。
通过选择合适的先验分布形式和参数,可以有效地对后验分布进行建模,从而对参数进行估计。
这种方法可以将先验信息与样本信息相结合,提高估计的准确性和可靠性,尤其在样本数据较少的情况下效果更好。
最后,指数分布族在假设检验中的应用。
假设检验是用于判断总体参数是否满足某种设定的统计方法。
在假设检验中,指数分布族可以用作假设检验的基础分布。
通过构建检验统计量并设定显著性水平,可以对总体参数进行假设检验,并判断是否拒绝或接受原假设。
指数分布族可以根据具体的问题进行选择和调整,在假设检验中发挥着重要的作用。
综上所述,指数分布族在统计推断中的应用非常广泛。
它可以作为估计总体参数的模型,通过最大似然估计和贝叶斯估计等方法对参数进行估计。
同时,它也可以用作假设检验的基础分布,通过构建检验统计量来进行假设检验。
指数分布下的产品可靠性抽样检验
[ 收稿 日期] 06—1 o 20 1一 9 [ 作者简介] 龙兵 (9 3一) 男 , 17 , 湖北荆门人 , 沙洋师范高等专科学校数理系讲 师 、 理学硕 士, 主要从事概率统计的研究
・
3 ・ 2
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20 0 7年 4月 第2 4卷 第 2期
枣 庄 学 院学 报
J OURNAL OF Z ZHUANG AO UNI RST VE IY
Ap . 0 7 r2 0 VO . 4 NO. 12 2
指数 分 布 下 的产 品可 靠 性 抽 样检 验
在 定 时 截 尾 下 指 数 分 布 的 参 数 0可 由 极 大 似 然 估 计 求 出 . 若 用 渐 进 正 态 分 布 来 近 似 , 但 将 涉 及 到计 算 次 序 统 计 量 的均 值 和 方 差 而 不 易 求 出 , 此 我 们 利 用 参 数 的 矩 估 计 直 接 导 出 了 不 因
( 2)
我 们 要 以 不 可 靠 度 P = P( X。≤ £) = 1一e p{ }为 质 量 指 标 , 据 数 据 ( 。 x - 依 2)来 判 断 该
批 产 品是 否 合 格 .
2 1 . 检 验 统 计 量 幂 接 受 规 贝 口 U
xt 检 验 问 题 “ : ≤ Po xt : > Po - . 于 % | p . - P ”
分别是 g 和 的矩估计. 由于 =— 故当0<弓<l a g 时 =—笋) 是 的矩估计. l a1 (q ’’ 。 。
从 le(告 = —x一 是 的 估 . 而 = — p ) le{ x~ p 害 } p 矩 计
指数分布场合系统应力强度模型可靠度的统计推断
高 校 应 用 数 学 学 报
第2 卷 第 3 7 期
本 文研究 了有 多个不 同元件 构成的系统应 力强度模型可靠度R的参数估计 . 因为系统可靠 度R的值介于0 1 _ 且通常接近1 所 以利用R的最大似然估计的渐近正态性导出的R的近似 与 2 间, ,
区间估计一般不合适 , 甚至可 能导出错误的结论. 因此 用广义 区间方法 导出R的 区间估计 . 2 §导
j=l
所 以
A: 、 i
, :12… , +1 ,, ’ … ’ .
() 2
根据【 】 1 提出的替代方法, 2替代R ,2… , 1 7 用( ) 中 1 , 入 +得到如下广义枢轴量:
=
R
(,, ) …
f , —- I, , …,-k Ak— / kS 1 ]+ I 8 +l
第三步
第四步
重复第二步m ( 1,o ) 0oo次.
把m个 值 排序 得: 1< ) 2<… < ) ) 则广 义枢轴量 的O . t 分位数 可 以
用 f ) 。 估计 . 1 这 里提 出的构造广 义区 间估计 的方法很一般, 适用于元件 的强度和 承受的应力服从指数 它 分布 的任 何系统. 下面用三 个重要 的系统来 说明上 面提 出的方 法.
例 1 假 设有l 不 同元件 组成 的串联系统 . 1和 () 。 个 从() 3式得 串联系统可 靠度风 的广义枢轴
量 为
-
\ /
乱
() 5
当k:1 广义枢轴量 可简化为 时,
:
\ U f . , 1 1 +
0
注 意 到 , 相 互 独 立 且 服 从 分 布 , 以 的a 位 数 为 所 分
可靠性参数及指标
表 2-2 某装甲车辆可靠性参数与指标举例
参数名称
使用指标
目标值
门限值
合同指标 规定值 最低可接受值
任务可靠度
0.66
0.61
-
-
致命性故障间任务里程 1200km
1000km
1500km
1250km
平均故障间隔里程
250km
200km
300km
250km
2 常用可靠性参数
除前面介绍的 R(t) , λ (t) 可作为可靠性参数外,还有以下一些常用的可靠性参数。应
对于缺乏历史经验数据的新研制装备,目标值和门限值可以相差大些;而对于可靠性情 况掌握比较多的装备,门限值和目标值的差别应当小些。
③要体现指标的完整性 指标的完整性是指要给指标明确的定义和说明,以分清其边界和条件;否则只有单独的 名词和数据,是很难检验评估的,也是没有实际意义的。为了做到指标的完整性,必须明确 下列问题: ·给出参数的定义及其量值的计算方法; ·明确给出装备的任务剖面和寿命剖面,指出该项指标适合于哪个(或几个)任务剖面; ·明确故障判据准则,哪些算故障应当统计,哪些不算故障可不统计。例如:若需要评 价装备基本可靠性,则应统计装备的所有寿命单位和所有故障,而不局限于发生在任务期间 的故障,也不局限于危及任务成功的故障。若需评价装备的任务可靠性,则只统计那些在任 务期间影响任务成功的故障; ·必须给出验证方法。若在研制生产阶段验证,则必须明确试验验证方案和依据的标准、
可靠性参数及指标
1 基本概念
(1) 可靠性参数 可靠性参数是描述系统(产品)可靠性的量。它直接与装备战备完好、任务成功、维修 人力和保障资源需求等目标有关。根据应用场合的不同,又可分为使用可靠性或合同可靠性 参数两类。前者是反映装备使用需求的参数,一般不直接用于合同;如确有需要且参数的所 有限定条件均明确,也可用于合同,而合同参数则是在合同或研制任务书中用以表述订购方 对装备可靠性要求的,并且是承制方在研制与生产过程中能够控制的参数。 (2) 可靠性指标 可靠性指标是对可靠性参数要求的量值。如“MTBF≥1000h”即为可靠性指标。与使用、 合同可靠性参数相对应,则有使用、合同可靠性指标。前者是在实际使用保障条件下达到的 指标;而后者是按合同规定的理想使用保障条件下达到的要求。所以,一般情况下同一装备 的使用可靠性指标低于同名的合同指标。国军标 GJB1909《装备可靠性维修性参数选择和指 标确定要求》中,将指标分为最低要求和希望达到的要求,即:使用指标的最低要求值称为 “门限值”,希望达到的值称为“目标值”;合同指标的最低要求值称“最低可接受值”,希 望达到的值称“规定值”。某装甲车辆可靠性参数与指标举例见表 2-2。
2012-02 可靠性数学-常见的失效分布
2)正态概率纸的用法
a.整理数据,得到数据表
失效数 i ti F(ti) 1 t1 F(t1) 2 t2 F(t2) … … … n tn F(tn)
b. 估计累积分布函数F(ti)
当产品数n≤20时,F(ti)=i/(n+1)(平均秩),
F(ti)=(i-0.3)/(n+0.4) 当产品数n>20时 (中位秩) F(ti)=i/n
对数正态分布
若X是一个随机变量,且随机变量Y=lnX,服从正 态分布N(μ,σ),则称随机变量X服从对数正态分布。 对数正态分布 (1)用于由于裂痕扩展而引起的失效分布, 如疲劳、腐蚀等;恒应力寿命试验,样品的失效时 间分析; (2)随机变量由许多的微小偶然因素组成, 其关系非和而是积的关系。
对数正态失效分布的描述函数和特征量分别为
(3)求可靠度为80%的可靠寿命t( R=0.8 ) 因已知R=0.8 ,故F=1-0.8=0.2,在上图 的F(t)轴上由F(t)=20%刻度点引水平线与分布 直线相交,再由此交点作t轴的垂线,交于t轴的 点即为可靠度为80%的可靠寿命t(R)的估计值。 由该图得6.4kh。
正态分布Matlab函数
f (t )
1 ln t 2 exp[ ( ) ] 2 2 t 1
t 0
F (t ) P(T t ) (
ln t
ln t
)
R(t ) P(T t ) 1 (
)
(t ) f (t ) / R(t )
1 ln t 2 exp[ ( ) ] 2 2 t ln t 1 ( ) 1
Wibull分布产生
一环断裂,系统失效,串联模型: 可靠度:[P(T>t)]^n=[1-F(t)]^n 每环的可用度: R(t)=exp(-φ(t)) 系统可靠度 [R(t)]^n=exp(-nφ(t))
指数分布寿命试验Bayes可靠性评估
指数分布寿命试验是一种常用的可靠性评估方法,它可以用来估计物品的可靠性水平。
指数分布寿命试验是一种基于概率模型的可靠性评估方法,它可以用来估计物品的可靠性水平。
指数分布寿命试验是一种基于概率模型的可靠性评估方法,它可以用来估计物品的可靠性水平。
指数分布寿命试验是一种基于概率模型的可靠性评估方法,它可以用来估计物品的可靠性水平。
指数分布寿命试验是一种基于概率模型的可靠性评估方法,它可以用来估计物品的可靠性水平。
它假设物品的可靠性是指数分布的,即每个物品的可靠性可以用一个指数函数来表示。
指数分布寿命试验的基本思想是,通过对一定数量的样本进行测试,来估计物品的可靠性水平。
指数分布寿命试验的基本步骤是:1. 选择一定数量的样本,并将其分为不同的组,每组样本的数量应该是相同的。
2. 对每组样本进行测试,并记录每组样本的可靠性水平。
3. 根据记录的可靠性水平,构建指数分布的概率密度函数,并计算出指数分布的参数。
4. 根据计算出的参数,计算出物品的可靠性水平。
5. 对物品的可靠性水平进行评估,得出最终的可靠性评估结果。
Bayes可靠性评估是一种基于概率模型的可靠性评估方法,它可以用来估计物品的可靠性水平。
Bayes可靠性评估的基本思想是,根据已有的可靠性数据,建立一个可靠性模型,用来估计物品的可靠性水平。
Bayes可靠性评估的基本步骤是:1. 收集可靠性数据,并将其分为不同的组,每组数据的数量应该是相同的。
2. 根据收集的数据,建立一个可靠性模型,用来描述可靠性数据的分布情况。
3. 根据可靠性模型,计算出物品的可靠性水平。
4. 对物品的可靠性水平进行评估,得出最终的可靠性评估结果。
Bayes可靠性评估和指数分布寿命试验都是基于概率模型的可靠性评估方法,它们都可以用来估计物品的可靠性水平。
但是,Bayes可靠性评估比指数分布寿命试验更加精确,因为它可以根据更多的数据来构建更加准确的可靠性模型,从而得出更加准确的可靠性评估结果。
指数分布的参数估计
指数分布的参数估计
指数分布是一种连续概率分布,通常用于描述事件发生的时间
间隔或寿命的分布。
参数估计是统计学中的重要问题,它涉及到从
样本数据中推断出总体分布的参数值。
对于指数分布,常见的参数
估计方法包括最大似然估计和贝叶斯估计。
最大似然估计是一种常用的参数估计方法,它通过最大化似然
函数来估计参数值。
对于指数分布而言,假设我们有来自指数分布
的样本数据,我们可以建立似然函数,然后通过求导或者数值优化
的方法来找到能使似然函数最大化的参数值。
具体来说,对于指数
分布而言,参数估计的最大似然估计值为样本均值的倒数。
另一种常见的参数估计方法是贝叶斯估计,它基于贝叶斯理论,通过引入先验分布和后验分布来估计参数值。
对于指数分布,我们
可以选择合适的先验分布,然后利用贝叶斯公式来计算后验分布,
最终得到参数的估计值。
除了最大似然估计和贝叶斯估计,还有其他一些参数估计方法,如矩估计、加权最小二乘估计等,它们也可以用于估计指数分布的
参数。
不同的参数估计方法有各自的特点和适用范围,选择合适的
方法需要根据具体的问题和数据情况来决定。
需要注意的是,参数估计是统计学中的一个复杂课题,涉及到很多理论和方法,选择合适的参数估计方法需要结合实际问题和数据特点进行综合考虑。
同时,在进行参数估计时,还需要考虑估计量的性质、抽样误差、偏差和方差等统计性质,以及估计结果的稳定性和可靠性等方面的问题。
总的来说,对于指数分布的参数估计,我们可以利用最大似然估计、贝叶斯估计等方法来进行估计,但在选择方法和解释结果时需要谨慎对待,以确保估计结果的准确性和可靠性。
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验的广义 p 值及参数的广义置信区间。
∑ 设 X1,, X m 与 Y1,,Yn 分别为从指数分布总体 exp (λ1 ) 和 exp (λ2 ) 中抽取的样本,由于
X m
i=1 i
与
∑ Y n j =1 j
是独立的充分统计量,且有:
m
n
= U 2= λ1∑ Xi ~ χ 2 (2m), V 2λ2 ∑Yj ~ χ 2 (2n),
物 A 治疗后的剩余寿命,X 代表患者接受药物 B 治疗后的剩余寿命,如果让患者来选择药物,则患者主
要通过 P (Y < X ) 的值来选择使用何种药物。
指数分布作为一类典型的分布在工业生产、医学、机械工程、桥梁工程等领域常用来描述变量的分
布,本文基于单参数和双参数指数分布来研究 P (Y < X ) 。Owen,Craswell 和 Hanson (1964) [1]利用非参 数正态近似的方法给出了当 X 和 Y 分别为服从正态分布的相互独立的随机变量时 P (Y < X ) 的置信限, Enis 和 Geisser (1971) [2]利用 Bayes 方法给出了单参数指数分布的 P (Y < X ) 的估计,Tong (1977) [3]给出 了当 X 和 Y 分别服从单参数指数分布时 P (Y < X ) 的一致最小方差无偏估计,Chaos (1982) [4]给出了 P (Y < X ) 的极大似然估计及其均方误差,D. S. Bai 和 Y. W. Hong (1992) [5]给出了大样本单参数情况下 此问题的渐近分布,本文在已有文献的基础上,构造了两变量服从单参数指数分布时 P (Y < X ) 的广义枢
λ1
∑ m
λ2
∑ n
X m
i=1 i
~
F (2m, 2n),
Y n
j =1 i
即:
λ1 X ~ F (2m, 2n),
λ2Y
∑ ∑ 其中 X =
X m
i =1 i
、Y
=
Y n
j =1 j
,则可以得到 λ1
的广义枢轴量为:
m
n
λ2
y
R λ1
λ2
=W
, x
其中 W 是服从自由度为 2m 和 2n 的 F 分布, x 与 y 分别是 X , Y 的观测值,由此有:
本文研究了单参数指数分布下参数 P ( X > Y ) 的区间估计方法,给出了单参指数分布中参数 P ( X > Y ) 的
两种广义枢轴量、参数的广义置信区间的解析解及频率性质理论证明,同时给出了假设检验问题的广义 p值,另外给出三种已有方法,即Bayes方法、大样本近似估计方法和Bootstrap重抽样方法,通过Monte Carlo方法对四种方法进行模拟,模拟结果表明:广义推断和Bayes方法的覆盖概率在样本量较小的情况 下保持在给定置信水平附近,且平均置信长度较小,另外本文又比较了四种方法对于假设检验问题犯第 一类错误概率与检验的势,模拟结果验证了广义推断方法的良好性能。
P ( RT ( X ,Y , x, y, λ2 , λ2 ) ≥ c)
∑ ∑ =
Pr
U
≤
(1
V
x m
i=1 i
) c −1 n j =1
yi
∑ ∑ =
EV
FU
(1
V
x m
i=1 i
) c −1 n j =1
yi
=γ,
( ) 其中 FU (⋅) 是自由度为 2m 的卡方分布的分布函数。因此,T 的置信系数为 γ 的置信区间为 −∞, cγ ,其中
轴量,给出检验问题的解析解以及频率性质证明。利用 Bayes 方法得到当两变量服从单参数指数分布时
P (Y < X ) 的置信区间,并与大样本近似估计方法和 Bootstrap 重抽样方法进行了对比。
2. 变量为单参数指数分布情形
当随机变量 X 与 Y 分别服从单参数指数分布且相互独立时,有:
( ) ∫ ∫ T= P X > Y =
Inference of Reliability Parameters under Exponential Distribution
Qiuyue Wei1, Chunling Wang1, Xin Zhao2 1School of Science, Beijing University of Civil Engineering and Architecture, Beijing 2Canvard College, Beijing Technology and Business University, Beijing
+∞ 0
λ1e
−λ1
y
dx
x 0
λ2
e−
λ2
y
dy=
λ2 . λ1 + λ2
DOI: 10.12677/aam.2019.89183
1563
应用数学进展
魏秋月 等
2.1. 广义推断的方法
Tsui K. W.,Weerahandi [6]和 Weerahandi [7]提出了广义推断的理论,并且给出广义推断方法来求检
Received: Sep. 1st, 2019; accepted: Sep. 16th, 2019; published: Sep. 23rd, 2019
Abstract In this paper, we study the interval estimation method of parameter P ( X > Y ) under single parameter exponential distribution. Two kinds of generalized pivots of parameter P ( X > Y ) in
Open Access
1. 引言
关于随机变量 Y 小于随机变量 X 的概率的估计和推导问题,起源于应力强度模型,它是由 Bimbaxmi 于 1956 年提出来的,主要是讨论应力和强度相互作用的效果。应力定义为引起元件、装置和材料失效的 载荷,强度定义为当承受外部载荷和环境时,元件装置或材料能满意地完成规定的任务而没有失效的能
cγ 满足:
DOI: 10.12677/aam.2019.89183
1564
应用数学进展
魏秋月 等
∑ EV
FU
( )∑
V
x m
i=1 i
=γ.
1 cγ −1
n j =1
yi
∑ ∑ 另外,由于
X m
i=1 i
与
Y n
j =1 j
是独立的充分统计量,且有:
=i 1=j 1
因此可构造广义枢轴量:
∑ ∑ = = Rλ1 2= Uim1= xi , Rλ2 2 Vnj 1 y j ,
(1)
∑ ∑ ∑ ∑ 其中: m =i
1
= xi , nj
1 yi
分别是
X m
i=1 i
和
Y n
j =1 j
的样本观测值,因此可以得到参数
T
的广义枢轴量:
RT
=
Rλ2 Rλ1 + Rλ2
关键词
指数分布,广义推断,Bootstrap,Bayes,大样本近似估计
Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). /licenses/by/4.0/
收稿日期:2019年9月1日;录用日期:2019年9月16日;发布日期:2019年9月23日
文章引用: 魏秋月, 王春玲, 赵昕. 指数分布下可靠性参数的推断[J]. 应用数学进展, 2019, 8(9): 1562-1574. DOI: 10.12677/aam.2019.89183
魏秋月 等
摘要
力。一般地,机械产品的强度和工作应力均为随机变量,可靠性定义为影响失效的应力没有超过控制失
效的强度的概率,在使用中,当 Y 表示应力,X 代表强度时,则装置的可靠性的数学形式可以描述为
P (Y < X ) 。后来 P (Y < X ) 也在其他领域有了不同的意义,例如在生物特征学中,若 Y 代表患者接受药
single parameter exponential distribution, analytical solutions of generalized confidence interval of parameter and theoretical proof of frequency property are given. At the same time, the generalized p value of hypothesis testing problem is given. In addition, three existing methods, namely Bayes method, approximate estimation method of large sample and Bootstrap resampling method are given. Four methods are simulated by Monte Carlo method. The simulation results show that the coverage probability of generalized inference and Bayes method remains near the confidence level when sample size is small, and the average confidence length is smaller. In addition, this paper compares the error 1 probability and the power for hypothesis testing. The simulation results verify the good performance of the generalized inference method.