[發明專利]一種基于高低溫濕熱試驗箱故障維修數據的可靠性評估方法

在審

• 申請號: 202011351876.2
• 申請日: 2020-11-27
• 公開（公告）號: CN112578733A
• 公開（公告）日: 2021-03-30
• 發明（設計）人: 顧朝陽;周賢文;翟琳;朱宏泰
• 申請（專利權）人: 上海海事大學
• 主分類號: G05B19/4065
• 分類號: G05B19/4065
• 代理公司: 上海互順專利代理事務所(普通合伙) 31332
• 代理人: 成秋麗

1.一種基于高低溫濕熱試驗箱故障維修數據的可靠性評估方法，其特征在于，包含以下步驟：

步驟1、故障數據的收集與整理：高低溫濕熱試驗箱故障數據應當采集每臺試驗箱運行起始時間點，選取故障截尾或者時間截尾的時間點數據，故障以及維修過程采用隨機點過程處理，即假設當設備出現故障時記錄故障發生時間t_i，i為故障發生次數，且維修時間忽略不計，當下一次故障發生時繼續記錄發生時間t_i+1，直到整個故障過程結束,單臺故障截尾時間為T_j，j為設備編號，當數據量較小時，單臺設備故障維修記錄時間不需要進行特別處理，保持原有數據特征；當同型號設備較多時，k1臺高低溫濕熱試驗箱故障數據由于運行時間存在不一致性，需要進行時間線整合，時間線整合方法如下：

其中，t為累計運行時間，t’為整合后累計時間，T為試驗箱截尾時間點，k為試驗箱臺數；

步驟2、進行U統計檢驗進行趨勢檢驗，U統計趨勢檢驗包含兩個假設：其中零假設為無趨勢HPP；備選假設為數據具有單調趨勢；U統計檢驗方法如下，其中單臺試驗箱U統計趨勢檢驗為公式(2)，k臺試驗箱U統計趨勢檢驗為公式(3)：

其中k為設備數，r為各設備故障次數，T^*為各臺設備運行總時間，T_ij為第i臺設備的第j次故障發生時間，選取10％顯著水平，比較臨界值與實際計算U值的大小，當實際值大于臨界值時，表明拒絕零假設，為無趨勢的齊次泊松過程，數據存在單調趨勢；當實際值小于臨界值時，表明接受為恒定值的假設，否則采用PLP模型；

步驟3包含以下步驟：

步驟3-1、測試故障強度是否為恒定值：通過步驟2的趨勢檢驗結果，確定k臺或者單臺試驗箱U統計量趨勢檢驗是否判定為恒定值；

步驟3-1-1、對k臺數據進行失效強度恒定值判定，當判定k臺設備故障數據不存在趨勢時，表明故障強度為恒定值，因此對故障強度進行常數估計，并采用K-S檢驗進行指數性檢驗選取10％置信水平，得出恒定值失效強度函數，否則進行k臺設備PLP模型的應用求解；當判定k臺設備故障數據存在趨勢時，表明故障強度存在趨勢變化，通過采用PLP冪律過程模型進行描述；PLP模型包括參數β以及參數λ，參數估計完成后就可得到PLP故障強度函數，參數估計方法如下：

其中式中k為設備數，r為各設備故障次數，T^*為各臺設備運行總時間，T_ij為第i臺設備的第j次故障發生時間，得到故障強度函數后需要對故障強度函數進行擬合度檢驗，采用Cramér-von Mises統計選取10％置信水平：

當為故障截尾數據時M＝N，T＝T^*，當為時間截尾數據時M＝N-1，T＝T_n，其中M是故障次數，如果PLP模型假設被拒絕，考慮采用其它擴展NHPP模型，如果PLP模型通過擬合度檢優，則得到k臺非恒定值失效強度函數；

步驟3-1-2、對單臺數據失效強度函數恒定值進行判定，當判定單臺設備故障數據不存在趨勢時，表明故障強度為恒定值，因此對故障強度進行常數估計：

其中λ為恒定值，r為故障次數，T*為截尾時間；并采用K-S檢驗進行指數性檢驗，通過檢驗則表明HPP模型適用于分析該試驗箱的可靠性，得出恒定值失效強度函數；否則需要采用更新過程模型或其他模型，如果恒定值假設被拒絕，則進行PLP模型的應用求解；當判定單臺設備故障數據存在趨勢時，表明故障強度存在趨勢變化，通過采用PLP進行描述，并對構建的模型采用Cramér-von Mises統計進行擬合度檢優，擬合度檢優方法與步驟3-1-1一致，PLP模型參數計算方法如下：

其中N為故障次數，T^*為運行總時間，t_j為第j次故障時間，k為試驗箱臺數；通過PLP模型檢優，則得到非恒定值失效強度函數，否則考慮其他模型；

步驟3-2、通過對步驟3-1計算得到的單臺或者k臺故障強度函數，采取求解累計平均故障間隔時間MTBF進行可靠性評估，k臺及單臺設備MTBF計算方法如下：

其中t為運行時間，Z(t)為故障強度函數；求解得出MTBF值，對高低溫濕熱試驗箱的可靠性進行評估。