شيه ليلى

(بكين أدوات بصرية جامعة العلوم والهندسة للملاحة الجوية والفضائية، بكين 100191، الصين)

: في حالة البيانات للرقابة بعد الحذف، ومكافحة نظام الدوائر تأخير وجود حياة المكونة إلكترونية واحدة يتبع المعلمة واحد الأسي تحليل الموثوقية التوزيع. تطبيق بايز طريقة بضع لحظات الجمع بين لإعطاء نسبة الفشل واحد من المكونات الإلكترونية، وأنظمة نظام بايز متوسط الحياة والاعتماد على مؤشر موثوقية قدرت الثلاثة. تظهر الأمثلة العددية، بايز مؤشر تقدير موثوقية مما أدى مؤشر دقة موثوقية أعلى من تقدير الحد الأقصى احتمال (MLE)، بايز تقدير وأقصى تقدير احتمال يقدر أثر المفقودين زيادات البيانات مثل متوسط عدد تدهورت، ويتأثر تقدير بايز من قبل عدد من البيانات المفقودة أقل من تقدير أقصى احتمال.

: تحليل الموثوقية، دائرة مكافحة تأخير؛: الرقابة في عداد المفقودين، وتوزيع الأسي، تقدير بايز

: كود الوثيقة V242.2: معرف المقالة: 0258-7998 (2014) 12-0063-03

لدينا طائرات في الخدمة الفعلية، ونظام الطاقة DC يلعب دورا هاما. نظام الإمداد لديها دائرة الجهد الزائد حماية لتأخير متطلبات خاصة مميزة، وخصائص مضادة أي تأخير، أعلى سلطة الجهد الزائد، وأقصر حماية تأخير الوقت. لتلبية متطلبات الخصائص تأخير الوقت عكسية، المراجع يقترح، وفقا لعدد محدد من فرع مواز من خلال طريقة تنفيذها مكافحة تأخير المطالبة موازاة دائرة تأخير، وبالتالي الحصول على دائرة مكافحة تأخير.

دائرة حماية التشغيل الآمن الجهد الزائد حماية DC نظام الطاقة. تحليل موثوقية مكافحة مكافحة تأخير خصائص الدائرة تأخير في هذا المقترح هو ضروري. مكونات الدوائر الإلكترونية للتوزيع الأسي . لتوزيع الأسي، توقيت، وعدد من البيانات غير خاضع للرقابة حالة مفقود، نظرية وتطبيق أساليب محددة هي أكثر نضجا. تساو جينهوا تشنغ كان "الموثوقية الرياضيات مقدمة" لا توجد بيانات مفقودة بمناسبة موجزا شاملا. بيئة الاختبار الحقيقي، اختبار آلية ووسائل الملاحظة وسوف يسجل سائل غير لائق يؤدي إلى فقدان جزء من العينة، في حالة لا يمكن اختبارها مرة أخرى لعينة غير مكتملة من التحليل والموثوقية، ولها قيمة بحوث معينة. في حالة فقدان للرقابة، إشارة تعطى واحدة، وأفضل المعلمات الخطية في الأسي توزيع تقدير غير متحيز تقريبا وأقصى تقدير احتمال. المرجعي مؤشر يعطى على أساس توزيع عينات المفقودين: الرقابة بايز تقدير، ويعطي خوارزمية التقريب، ولكن حساب معقد قليلا. المراجع المعلمات ملزم من أفضل التقديرات مشاركات الخطية المستمدة بايز-معلمة واحدة التوزيع الأسي.

ما يشير إلى في دائرة مكافحة تأخير، المرجع في حالة عدم وجود توقيت استبدال أية بيانات مفقودة، يتم إعطاء مؤشر الموثوقية تقدير بايز وأقصى تقدير احتمال. وبالنظر إلى اختبار البيئة الحقيقية، أدرجت هنا أفضل التقديرات مشاركات خطية من المعلمات، في حالة رقابة البيانات المفقودة، وتعطى بايز مؤشر تقدير موثوقية الدائرة مكافحة تأخير، ويتم إعطاء الجمع بين بضع لحظات المعلمات فرط وتقدر.

1 مؤشرات موثوقية النظام

المضادة للحياة من كل دائرة التأخير في المكونات الإلكترونية تخضع لمعايير التوزيع الأسي، دالة الكثافة الاحتمالية هي:

في مخطط الرسم البياني للتأخير إشارة مضادة أعطيت إشارة المقابلة لموثوقية معين من الرسم، كما هو مبين في الشكل.

معدل فشل ص مكونات إلكترونية واحدة (ر)، وروبية موثوقية النظام (ر) ومتوسط MTTFs الحياة اختير العداد تأخير نظام الدوائر مؤشر الموثوقية. انظر المرجع يمكن أن يرى، عندما تكون هناك أنواع م متطلبات الكمون، واحد مكون نسبة الفشل :

2 تقدير بايز

نوقشت في سياق مؤشر الموثوقية للرقابة بايز تقدير مع البيانات المفقودة. N رقم عشوائي مكافحة تأخير نظام الدوائر لاختبار المكونات الإلكترونية. عندما بلغ عدد حالات الفشل المكونات الإلكترونية ص سيتوقف الاختبار. كان الفشل في الحصول على الوقت 0t1t2 ... tr (rn)، ولكن انتهى به ك الوحيد (ك < ص) ملاحظات المرجعي فهم وظيفة احتمال مجمع شكل ر، حل مؤشر الموثوقية من الصعب جدا تقدير بايز، وذلك باستخدام لهذا الغرض بالإشارة هنا بناء على أفضل تقدير خطي غير منحاز للتقارب طرق للحصول على وظيفة كثافة الخلفية.

2.1 تستند إلى أفضل التقديرات مشاركات خطية من دالة الكثافة الخلفي

T1 معروف، T2، ...، آر IID، ويخضع توزيع F (ر |) = 1-إكسب (-t)، t0، لذلك t00، و0t0t1t2 ... tr إحصاءات أجل. تعيين:

إم جي = (ن-ي + 1) (TJ-TJ-1) (5)

من (5) يمكن تعديلها لإعطاء:

ويمكن التعبير عن إحصاءات المرتبة يمكن أن ينظر إليه التوزيع الأسي على النحو التالي:

وثيقة مرجعية مفهومة، M1، ...، IID السيد t0، ثم:

حيث R0 = 0، ط = 1،2، ...، ك، ووجدت أن X1، X2 بالشروط المذكورة أعلاه، ...، XK مستقلة عن بعضها البعض، بحيث أن استخدام أفضل خطي المرجعي غاوس-ماركوف نظرية يمكن الحصول عليها تقدير غير متحيز (BLUE) هو:

توزيع مسبق من توزيع غاما، وهي:

توزيع الخلفي على النحو التالي:

بايز 2.2 مؤشر الموثوقية

ويقدر معدل فشل بايز المكونات الإلكترونية الفردية في خسارة مربع لتكون:

موثوقية النظام هي:

بعد ويمكن التعبير عن كل المعادلة كما توسعت عزت-BT، A، B هي الثوابت، والثوابت أي عندما تعطى م، منظمة العفو الدولية، بي معروفة. وهكذا أمر P (A، B) = عزت-B زي تي، وP (A، B) خسائر تقدير بايز في ساحة ؟:

روبية الموثوقية (ر) في خسائر النظام بايز مربع تقدر على النحو التالي:

ويقدر المقابلة لمتوسط عمر النظام إلى أن ما يقرب من بايز:

عندما يمكن أن تحسب م نظرا منظمة العفو الدولية وبي، في الصيغة (22)، (23)، يمكننا الحصول على متوسط العمر ونظام الموثوقية بايز تقدير.

تقدير 2.3 فائقة المعلمة

صيغة (19)، (22)، (23) يحتوي على معلمات غير معروفة، أي فرط المعلمات، وبايز 3 تشرين يقدر مؤشر الموثوقية لا يمكن تطبيقها مباشرة. عدد المفقودين البيانات هو أصغر بكثير من حجم العينة، في حالة وجود مفقود البيانات، من خلال بضع لحظات لتقريب hyperparameters. حساب أول ر أجل لحظة ولحظة الثانية:

في الصيغة (19)، (22)، (23)، بايز مؤشرات تقدير الموثوقية التي تم الحصول عليها.

محاكاة 3

هنا هو وسيلة لتقدير تأثير احظ لنظام الدوائر تأخير مكافحة مواز 6 فروع، ومؤشر الموثوقية بايز تقدير والمراجع التي حصل عليها طريقة أقصى تقدير احتمال (MLE) لمحاكاة مقارنة. ومحددة سلفا GB / T1772 في نسبة الفشل من المكونات الإلكترونية الدرجات، في المحاكاة، وأخذ القيمة الحقيقة = 2 10-5 (1 / ح)، الموافق موثوقية النظام روبية (24000H) من 0،6684. N = 30،70 اتخاذ كلتا الحالتين، ك هو عدد البيانات المفقودة، ص هو عدد مرات الفشل. للقضاء على تأثير العوامل العرضية، لكل مزيج من محاكاة العشوائية 10،000 مرات، والناتجة بلغ متوسط القيمة التقديرية نتيجة تقدير النهائية.

طريقة مونت كارلو لبيانات إنتاج نموذج التوزيع الأسي، ثم على أساس ك قيمة، ص للحصول على بيانات للرقابة على العينة النهائية. مؤشر الموثوقية وتحسب وفقا للمادة 2.2، 2.3، نتائج تقدير بايز التي تم الحصول عليها كما هو مبين في الجدول رقم 2. الجدول 1، والانحراف النسبي للمقارنة كما هو مبين في الشكل.

كما يمكن أن يرى بالتزامن مع الرسم البياني: (1) الموثوقية بايز معدل فشل النظام ومكونات إلكترونية واحد هو أصغر من الانحراف النسبي يقدر الانحراف النسبي MLE مرئية دقة تقدير بايز هو أعلى من MLE المقدرة؛ (2) عندما عينات رقابة حجم البيانات غير ثابت، وعدد من البيانات كما يزيد ك، فإن معدل الاعتمادية وفشل النظام بايز والمكونات الإلكترونية الفردية الانحراف النسبي يزداد تقدير MLE تدريجيا، مما يقلل من دقة تقدير في عداد المفقودين، وك من MLE آثار أكبر من تقدير بايز، وزيادة (3) ص، بايز الموثوقية ونسبة الفشل المكونات الإلكترونية للنظام والانحراف النسبي تقدير MLE يقلل تدريجيا دقة تقدير.

وعلى سبيل المقارنة، بايز تقدير تقدير أفضل من MLE. وذلك لأن بايز تقدير بشكل فعلي المعلومات المسبقة، وعدد من البيانات المتضررة المراد حذفه أقل من MLE.

4 خاتمة

تتناول هذه المقالة حالة رقابة البيانات المفقودة، مؤشر مصداقية بايز من دائرة مكافحة تأخير المقدرة. عن طريق المحاكاة، وقد تم تحليل تقدير بايز وبالمقارنة مع MLE المقابلة. وأظهرت النتائج أن بايز تقدير MLE الانحراف النسبي أقل من الانحراف النسبي المقابلة، وعدد من البيانات المفقودة تتأثر أقل من MLE. رقابة بالتالي فقدان البيانات في حالة وجود و، عندما يقدر العداد نظام الدوائر تأخير مؤشر الموثوقية، واختيار تقدير بايز، والاختبار في بيئة حقيقية، لتجنب كمية كبيرة من البيانات المفقودة.

مراجع

Zhangyi بينغ. الطائرات منخفضة الجهد DC نظام الطاقة شيان: جامعة نورث وسترن للفنون التطبيقية، 2004.

غوي الأجر تسوي، تشن يينغ، وتشانغ Sujuan، الخ مكونات إلكترونية الموثوقية دورة تقنية بكين: بكين الفضاء جامعة أكسفورد، 2010.

تساو جينهوا تشنغ اساسه. الموثوقية الرياضيات مقدمة (الطبعة المنقحة) بكين: مطابع التعليم العالي، 2012.

بالاسوبرامانيان K، بالاكريشنان N.Estimationfor واحد المعلمة اثنين من التوزيعات الأسي undermultiple فرض رقابة من نوع II .Statistical ورقات، 1992،33 (1): 203-216.

وانغ Naisheng، لينغ لينغ. للرقابة حيث المفقودين المعلمات توزيع بيانات مؤشر تقدير بايز . الاحتمالات التطبيقية والإحصاء، 2001، 17 (3): 229-235.

جنود طويل، تشو Liangze. رقابة المفقودين الفهارس موثوقية البيانات الاستعداد البارد سلسلة نظام حيث تقدير ميدانية بايز الرياضيات في الممارسة والنظرية، 2011،41 (002): 115-121.

تقييم موثوقية عالية ني، عادي يى مين دارة مكافحة تأخير تطبيق التكنولوجيا الالكترونية، 2008 (6): 77-80.

لوه ون وى جيان تشونغ، Yanghui، الخ مكونات إلكترونية اختبارات الكفاءة الهندسية بكين: الصناعة الالكترونية برس، 2005.

باتنايك P ب. يتوجب دفع غير مركزية 2 و F-توزيع andtheir التطبيقات .BiomEtrika، 1949،36 (1): 202-232.