易勇華,傅 健,王春枝,張志華
(1.湖北工業(yè)大學(xué) 計(jì)算機(jī)學(xué)院, 武漢 430068; 2.中國(guó)人民解放軍91181部隊(duì), 山東 青島 266405;3.海軍工程大學(xué) 科研部, 武漢 430033)
指數(shù)型有壽件備件需求預(yù)測(cè)模型
易勇華1,傅 健2,3,王春枝1,張志華3
(1.湖北工業(yè)大學(xué) 計(jì)算機(jī)學(xué)院, 武漢 430068; 2.中國(guó)人民解放軍91181部隊(duì), 山東 青島 266405;3.海軍工程大學(xué) 科研部, 武漢 430033)
針對(duì)有壽件工作壽命分布不確定、備件數(shù)量難預(yù)測(cè)的問題,建立了一種基于正態(tài)近似的指數(shù)型有壽件備件需求預(yù)測(cè)模型;首先通過貝葉斯理論將有壽件的工作壽命分布近似為正態(tài)分布;然后利用正態(tài)分布的可加性建立其備件保障概率模型;最后在算例中通過與仿真結(jié)果的對(duì)比表明:本文模型能較為準(zhǔn)確地計(jì)算備件需求量及備件保障概率,滿足實(shí)際工程應(yīng)用要求。
有壽件;備件需求;備件保障概率;正態(tài)近似分布
有壽件是規(guī)定了預(yù)防性維修更換或報(bào)廢期限及可以預(yù)計(jì)使用壽命的一類備件[1],亦稱限壽件。在航空領(lǐng)域,飛機(jī)備件通常分為初始備件、后續(xù)備件和有壽備件[2]。使用有壽件能有效地預(yù)防故障發(fā)生,因此在航空領(lǐng)域有壽件的使用與保障問題具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。
有壽件的保障問題實(shí)質(zhì)上是預(yù)防性維修和修復(fù)性維修相結(jié)合的問題,目前對(duì)于有壽件備件需求的研究并不多,計(jì)算備件需求量的方法主要是基于實(shí)際平均消耗數(shù)量再乘以一個(gè)加權(quán)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)方法,在GJB4355—2002[1]中該系數(shù)為1.2。該方法僅是經(jīng)驗(yàn)上的近似方法,無法對(duì)實(shí)際保障效果進(jìn)行有效評(píng)估。文獻(xiàn)[3]提出了一種基于指數(shù)等效的有壽件備件滿足率評(píng)估模型,可用于預(yù)測(cè)備件需求量,但在實(shí)際應(yīng)用中該方法存在不小的誤差。除此之外,其他絕大部分研究基本僅限于討論維修/更換策略的優(yōu)化問題[4-9],而未將維修/更換策略與備件數(shù)量結(jié)合起來進(jìn)行綜合考慮。
本文針對(duì)上述問題,以自然壽命服從指數(shù)分布的部件為例,采用正態(tài)分布近似描述其工作壽命的思路,提出了一種確定有壽件備件需求量的方法,該方法可為保障人員合理制定有壽件的備件方案提供決策支持。
1.1 正態(tài)近似原理
有壽件的換件維修有兩種:到壽更換和故障更換。前者是指有壽件在工作到其規(guī)定期限還未發(fā)生故障需要進(jìn)行預(yù)防性維修而進(jìn)行的更換。后者是指有壽件未工作到規(guī)定期限就已發(fā)生故障而進(jìn)行的更換。在計(jì)算有壽件的備件需求量時(shí),需要綜合考慮這兩種更換造成的備件需求。
有壽件的壽命包含自然壽命和工作壽命這兩個(gè)不同的概念。對(duì)于自然壽命,它是不考慮規(guī)定的工作期限(以下簡(jiǎn)稱規(guī)定期限),該單元從開始工作一直到因故障而報(bào)廢的自然壽終正寢。工作壽命考慮了規(guī)定期限的影響,它是在規(guī)定期限內(nèi),單元從開始工作一直到因故障而報(bào)廢或者因到達(dá)期限而更換這一段時(shí)間,工作壽命不大于規(guī)定期限。
正常使用的電子零部件其自然壽命一般服從指數(shù)分布,如:印制電路板插件、電子部件、電阻、電容、集成電路等。本文把自然壽命服從指數(shù)分布的有壽件稱之為指數(shù)型有壽件。如果僅考慮到壽更換,則備件需求預(yù)測(cè)工作極其簡(jiǎn)單。但指數(shù)型有壽件在規(guī)定期限內(nèi)有可能發(fā)生故障,且發(fā)生故障的隨機(jī)性較大,使其備件需求預(yù)測(cè)工作變得復(fù)雜起來。
經(jīng)分析:正態(tài)分布N(μ,σ2)具有“3σ原則”[10],即99.73%的正態(tài)變量落在(μ-3σ,μ+3σ)范圍內(nèi)。而對(duì)指數(shù)型有壽件的工作壽命進(jìn)行觀察,發(fā)現(xiàn)其到壽更換在現(xiàn)象上與正態(tài)分布在某個(gè)時(shí)段“集中”發(fā)生故障的現(xiàn)象有相似之處,因此本文嘗試以正態(tài)分布近似描述有壽件工作壽命的分布,再利用成熟的正態(tài)型備件預(yù)測(cè)模型計(jì)算備件需求量。
1.2 備件需求預(yù)測(cè)模型
根據(jù)正態(tài)近似原理,有壽件的備件需求預(yù)測(cè)可分為以下兩大步驟。
步驟1 工作壽命的正態(tài)近似
將指數(shù)型有壽件的工作壽命近似成正態(tài)分布,采用貝葉斯統(tǒng)計(jì)推斷思想[11],計(jì)算近似后的正態(tài)分布的參數(shù)。具體步驟如下:
1) 構(gòu)造工作壽命的樣本數(shù)據(jù)
令tm為[t1,t2,…,tn]中首個(gè)不小于Tr的值,按照式(1)計(jì)算該指數(shù)單元工作壽命分別為[t1,t2,…,tm]的相對(duì)概率nP(j),j≤m,按照式(2)計(jì)算指數(shù)單元工作壽命分別為[t1,t2,…,tm]的相對(duì)次數(shù)N(j),j≤m,式(2)中的round ()函數(shù)為取整函數(shù):
(1)
Nj= round (100*nP(j))
(2)
2) 構(gòu)造正態(tài)分布候選參數(shù)矩陣
記矩陣M為正態(tài)分布候選參數(shù)矩陣,矩陣M共有K行,M(i,:)=[μiσi]。μi的取值范圍為(0,Tr),σi的取值范圍為(0,0.4Tr)。μi、σi可采用遍歷組合的方式產(chǎn)生。
3) 計(jì)算各候選參數(shù)的權(quán)重系數(shù)
(3)
(4)
4) 在遍歷[t1,t2,…,tm]結(jié)束后,得到調(diào)整完畢的各候選參數(shù)的權(quán)重系數(shù),按式(5)計(jì)算μ、σ作為有壽件工作壽命的正態(tài)近似參數(shù):
(5)
步驟2 計(jì)算備件需求量
根據(jù)正態(tài)分布的可加性:對(duì)于壽命服從N(μ,σ2)的單元,當(dāng)配置S個(gè)備件時(shí),其累積工作時(shí)間服從正態(tài)分布N((1+S)μ,(1+S)σ2)。因此,可用式(6)計(jì)算保障周期內(nèi)備件數(shù)量為S時(shí)的備件保障概率Ps。
(6)
令S從0開始逐一增加,直至某值,使得Ps≥規(guī)定的保障概率指標(biāo),該S值即為所求備件需求量。
假定某單元的平均壽命為μ0,壽命T服從指數(shù)分布,記為T~exp(μ0),其工作時(shí)間的規(guī)定期限為Tr,保障任務(wù)時(shí)間為Tw,備件數(shù)量為S。為了驗(yàn)證上述模型的準(zhǔn)確性,建立如下有壽件的備件保障仿真模型,開展仿真驗(yàn)證。該仿真模型模擬了一次保障任務(wù)的執(zhí)行情況,具體步驟如下:
1) 模擬壽命
產(chǎn)生1+S個(gè)隨機(jī)數(shù)ti,ti服從指數(shù)分布exp(μ0)。
2) 模擬工作壽命
(7)
3) 輸出保障結(jié)果Flag
(8)
Flag的物理意義為保障任務(wù)成功標(biāo)志。
在多次運(yùn)行該仿真模型后,對(duì)Flag進(jìn)行統(tǒng)計(jì),其均值simP即為保障任務(wù)成功率,由文獻(xiàn)[12]可知,simP也是備件保障概率。
算例1:某單元的平均壽命為μ0=800 h,自然壽命T服從指數(shù)分布,規(guī)定期限Tr=500 h,保障周期為Tw=2 000 h,備件數(shù)量的取值范圍S=0~10。經(jīng)計(jì)算,近似后的正態(tài)分布參數(shù)為μ=379.8,σ=162.1。圖1所示分別為采用本文正態(tài)近似法、文獻(xiàn)[3]的指數(shù)等效法以及仿真方法所得的備件保障概率評(píng)估曲線。從圖1中可以看出:本文結(jié)果與仿真結(jié)果重合度較高,而文獻(xiàn)[3]的結(jié)果與仿真結(jié)果差異較大。表1列出了對(duì)應(yīng)的保障概率仿真結(jié)果、本文正態(tài)近似法結(jié)果、指數(shù)等效法結(jié)果和兩種方法結(jié)果與仿真結(jié)果的絕對(duì)誤差情況,其中正態(tài)近似法的絕對(duì)誤差最大值和平均值分別為0.047和0.012,而文獻(xiàn)[3]的指數(shù)等效法絕對(duì)誤差則明顯大得多,分別為0.197和0.085。
圖1 不同方法的備件保障概率
當(dāng)規(guī)定了具體的保障概率指標(biāo)值時(shí),可以對(duì)備件需求量進(jìn)行預(yù)測(cè)。如要求保障概率分別不低于0.9、0.95時(shí),從表1中可知本文方法和仿真方法的備件需求量預(yù)測(cè)結(jié)果均相同,分別為6、7,且二者的保障概率結(jié)果極為接近。
表1 不同方法的備件保障概率
算例2:某單元的平均壽命為μ0=800 h,自然壽命T服從指數(shù)分布,規(guī)定期限Tr的取值范圍為200~1 200 h,保障周期Tw的取值范圍為2 000~4 000 h,要求備件保障概率不低于0.85。采用本文的方法計(jì)算備件需求量,并對(duì)結(jié)果進(jìn)行仿真驗(yàn)證。結(jié)果如表2。
表2 算例2結(jié)果
表2中,針對(duì)各項(xiàng)備件需求量,本文方法計(jì)算的備件保障概率值與仿真結(jié)果相比:絕對(duì)誤差最大值為0.045,絕對(duì)誤差平均值僅為0.015。
大量類似算例1和算例2的仿真驗(yàn)證結(jié)果表明:本文方法能較為準(zhǔn)確地計(jì)算備件需求量及備件保障概率。
本文根據(jù)正態(tài)分布的“集中故障”與有壽件到壽更換這兩種現(xiàn)象的相似性,以正態(tài)分布近似描述指數(shù)型有壽件的工作壽命分布,從而利用正態(tài)分布的可加性建立了該類有壽件的備件需求預(yù)測(cè)模型。仿真驗(yàn)證結(jié)果表明:該模型能較為準(zhǔn)確地計(jì)算備件需求量及備件保障概率,滿足工程應(yīng)用要求。
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(責(zé)任編輯唐定國(guó))
PredictionModelofDemandsforLife-limitedSpareswithExponentialDistribution
YI Yonghua1, FU Jian2,3, WANG Chunzhi1, ZHANG Zhihua3
(1.School of Computer Science, Hubei University of Technology, Wuhan 430068, China; 2.The No. 91181stTroop of PLA, Qingdao 266405, China; 3.Department of Scientific Research, Naval University of Engineering, Wuhan 430033, China)
For the problem of uncertainty of work life distribution and difficulty in predicting demands for life-limited spares, a prediction model of demands for life-limited spares with exponential distribution is built based on approximate normal distribution. At first, work life of life-limited spares is approximate normal distribution based on Bayesian theory; Then Fill Rate model is got based on additive property of normal distribution; Finally, compared with simulation results, the example shows that this model can calculate the spares demand and its fill rate more accurately, and can meet demands of practical engineering application.
life-limited spares; spares demand; Fill Rate; approximate normal distribution
2017-07-12;
2017-07-30
易勇華(1979—),男,副教授,主要從事裝備管理研究。
后勤保障與裝備管理
10.11809/scbgxb2017.11.020
本文引用格式:易勇華,傅健,王春枝,等.指數(shù)型有壽件備件需求預(yù)測(cè)模型[J].兵器裝備工程學(xué)報(bào),2017(11):89-92.
formatYI Yonghua, FU Jian, WANG Chunzhi, et al.Prediction Model of Demands for Life-limited Spares with Exponential Distribution[J].Journal of Ordnance Equipment Engineering,2017(11):89-92.
E911;TJ761.1
A
2096-2304(2017)11-0089-04