紀(jì)超,呂衛(wèi)民,張超
(1.海軍航空大學(xué) 岸防兵學(xué)院,山東 煙臺(tái) 264001;2.中國(guó)人民解放軍66172部隊(duì),河北 石家莊 050200 )
現(xiàn)代火炮是戰(zhàn)場(chǎng)上應(yīng)用廣泛的骨干常規(guī)武器,而火炮身管是決定火炮性能的關(guān)鍵部件。在火炮射擊的過(guò)程中,火藥燃?xì)夂蛷椡鑿棊Х磸?fù)地對(duì)身管內(nèi)膛造成燒蝕沖刷和機(jī)械磨損,導(dǎo)致其結(jié)構(gòu)遭到破壞,影響火炮的射擊性能,增大了安全事故發(fā)生的概率[1]。因此,研究預(yù)測(cè)火炮身管可靠壽命,對(duì)于指導(dǎo)基層部隊(duì)科學(xué)管理裝備、制定針對(duì)性維修保養(yǎng)計(jì)劃以及降低實(shí)彈射擊的安全風(fēng)險(xiǎn)等方面具有重要意義[2]。
目前身管壽命預(yù)測(cè)主要有基于理論推導(dǎo)和基于退化數(shù)據(jù)外推兩類方法,二者中以基于退化數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)的相關(guān)研究較多[3],但基于退化數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)方法主要集中在單退化特征的分析研究上,而身管在射擊過(guò)程中伴隨著復(fù)雜的物理和化學(xué)變化,存在多個(gè)性能特征同時(shí)退化的情況,單一退化特征難以全面精準(zhǔn)地反映身管的實(shí)際工作狀態(tài),并且各退化特征之間通常是相關(guān)的,將其假設(shè)為線性相關(guān)或者多元正態(tài)分布,又不符合實(shí)際情況,因而有必要研究基于多元性能退化特征的身管可靠壽命預(yù)測(cè)方法[4]。
筆者以提高身管壽命預(yù)測(cè)精度和基層部隊(duì)可操作性為目標(biāo),在考慮退化特征相關(guān)性的基礎(chǔ)上,提出了基于二元Wiener過(guò)程的火炮身管可靠壽命預(yù)測(cè)方法。首先利用隨機(jī)Wiener過(guò)程描述身管退化過(guò)程中的個(gè)體差異和非單調(diào)性,建立身管內(nèi)膛磨損和彈丸初速的退化模型,采用基于Bayesian更新的EM算法識(shí)別模型中的未知參數(shù);之后利用Copula函數(shù)描述它們之間的相關(guān)關(guān)系,建立考慮多個(gè)退化特征的退化模型,為綜合評(píng)估火炮身管可靠壽命提供參考依據(jù)。
假設(shè)身管在退化過(guò)程中,各性能退化特征表現(xiàn)出非嚴(yán)格的單調(diào)遞增(或遞減)且觀測(cè)時(shí)間一致,則可以利用隨機(jī)Wiener過(guò)程進(jìn)行建模分析。其第i個(gè)特征的退化模型可表達(dá)為
X(i)(t)=X(i)(0)+λ(i)t+δ(i)B(t),
(1)
式中:t表示射彈數(shù);X(i)(t)表示在射彈數(shù)為t時(shí)第i個(gè)性能退化特征量;λ(i)表示第i個(gè)性能特征的漂移系數(shù);B(t)為標(biāo)準(zhǔn)布朗運(yùn)動(dòng);δ(i)表示第i個(gè)性能退化特征量的擴(kuò)散系數(shù)。
上述退化過(guò)程{X(i)(t),t≥0}具有如下性質(zhì):
1)X(i)(0)=0;
2){X(i)(t),t≥0}具有平穩(wěn)的獨(dú)立增量;
3)任意時(shí)刻間的增量服從正態(tài)分布,即:X(i)(t+Δt)-X(i)(t)~N(λ(i)Δt,δ2(i)Δt),根據(jù)維納過(guò)程的定義,增量ΔX(i)(t)服從正態(tài)分布,再令Δt=1,就得到其概率密度函數(shù)為
(2)
可定義ω(i)為第i個(gè)性能特征的失效閾值,定義T(i)為第i個(gè)性能特征的失效時(shí)間,即
T(i)=inf{t:X(i)(t)≥ω(i)|X(i)(0)<ω(i)},
(3)
式中,inf表示下確界。
在身管退化過(guò)程中,若其性能特征變化的情況服從Wiener過(guò)程,則其壽命服從逆高斯分布。在得到Wiener過(guò)程模型中的參數(shù)λ(i)和δ(i)之后,即可得到第i個(gè)性能特征失效時(shí)間的概率密度函數(shù)和可靠度函數(shù),分別為[5]
(4)
(5)
式中,Φ(·)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。
(6)
(7)
式中,p(i)(·)表示λ(i)的概率密度函數(shù)。
對(duì)應(yīng)的剩余壽命分布函數(shù)為
(8)
(9)
(10)
(11)
對(duì)比式(10)和式(11)可知:
(12)
(13)
將式(12)和式(13)代入式(10)中,可有E步如下:
(14)
M步如下:
(15)
(16)
(17)
身管退化過(guò)程中,需要考慮不同性能特征之間的相關(guān)性,其中的機(jī)理較為復(fù)雜,相關(guān)系數(shù)的獲取比較困難,采用協(xié)方差的方法確定其聯(lián)合分布較為不妥,可引入Copula函數(shù)來(lái)解決這一問(wèn)題。Copula函數(shù)能夠描述各性能特征聯(lián)合分布函數(shù)和邊緣分布函數(shù)之間的關(guān)系,可以簡(jiǎn)化聯(lián)合分布函數(shù)建模的復(fù)雜度,并提高相關(guān)性建模的可行性,如式(18)所示[9]:
H(X1,X2,…,Xn)=C(u1,u2,…,un;α),
(18)
式中:H(X1,X2,…,Xn)表示各特征的聯(lián)合分布函數(shù);C(u1,u2,…,un;α)和α分別表示Copula函數(shù)和Copula函數(shù)中的參數(shù);u1,u2,…,un表示各個(gè)特征的邊緣分布函數(shù)。
常用的Copula函數(shù)主要有Gaussian Copula、Frank Copula、Gumbel Copula和Clayton Copula等[10],如表1所示。
表1 4種常見(jiàn)的Copula函數(shù)
可利用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)選擇適合的Copula函數(shù),其表達(dá)式為
EAIC=-2lnZ+2s,
(19)
式中:Z表示模型對(duì)應(yīng)的極大似然函數(shù);s為模型中的參數(shù);EAIC值越小,說(shuō)明模型的擬合程度越高。
筆者選取典型的二元相關(guān)退化特征進(jìn)行建模,并假設(shè)每個(gè)退化特征均服從前文所建立的隨機(jī)Wiener退化模型。因此,聯(lián)合分布函數(shù)可表示為
H(X1,X2)=C(u1,u2;α),
(20)
對(duì)應(yīng)的聯(lián)合概率密度函數(shù)為
h(X1,X2)=c(u1,u2;α)·u1·u2,
(21)
式中,c(u1,u2;α)表示C(u1,u2;α)的概率密度函數(shù)。
由于式(21)只含有一個(gè)未知參數(shù)α,所以可采用極大似然估計(jì)法求解其估計(jì)值。
若身管兩個(gè)特征中的任意一個(gè)先達(dá)到失效閾值時(shí)即認(rèn)為身管失效,則身管的可靠度表示為[11]
R(t)=P(T>t)=P(min(T(i))>t)=P(T(1)>tT(2)>t)=1-P(T(1)≤t)-P(T(2)≤t)+P(T(1)≤tT(2)≤t)=R(1)(t)+R(2)(t)-1+Cα(u,v).
(22)
根據(jù)式(6),可得到身管失效時(shí)間的聯(lián)合概率函數(shù):
(23)
火炮身管退化失效的過(guò)程中主要有內(nèi)膛燒蝕磨損、彈丸初速下降、最大膛壓下降、射彈散布增大、彈帶削光等表現(xiàn)。其中內(nèi)膛燒蝕磨損是其失效的主要機(jī)理,彈丸初速和最大膛壓下降等表現(xiàn)是由內(nèi)膛燒蝕磨損引起的,因此內(nèi)膛磨損量是身管性能退化的直接特征量,彈丸初速下降、最大膛壓下降等表現(xiàn)是間接特征量[12]。兩者在整個(gè)身管試驗(yàn)過(guò)程中都表現(xiàn)為退化,所以筆者采用內(nèi)膛磨損和彈丸初速作為主要特征進(jìn)行研究。實(shí)例的研究對(duì)象為某型號(hào)坦克炮身管,所選身管內(nèi)膛磨損量的失效閥值約為4 mm,彈丸初速的失效閥值約為1 657.1 m/s。
為得到同類型身管的內(nèi)膛磨損和彈丸初速數(shù)據(jù),根據(jù)文獻(xiàn)[2]的做法和文獻(xiàn)[13]的數(shù)據(jù),分別在內(nèi)膛磨損量和彈丸初速值上疊加一組隨機(jī)數(shù)(初始數(shù)值均為0),以模擬同類型其他身管的性能退化情況,從而生成4組數(shù)據(jù),退化趨勢(shì)如圖1所示。
由于樣本數(shù)少于50個(gè),所以采用Shapiro-Wilk正態(tài)性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法,對(duì)相等時(shí)間間隔內(nèi)的每個(gè)身管樣品退化量ΔX(i)(t)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn),得到各組數(shù)據(jù)p′值,如表2和表3所示,由于篇幅限制,展示部分圖像如圖2所示。
表2 內(nèi)膛磨損增量S-W假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果
表3 彈丸初速下降增量S-W假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果
由表2、3和圖2可知,p>αc表示不拒絕退化特征增量為正態(tài)分布的原假設(shè),因此兩個(gè)性能退化特征增量都服從正態(tài)分布,故身管整個(gè)性能退化過(guò)程服從隨機(jī)Wiener過(guò)程。
表4 未知參數(shù)估計(jì)結(jié)果
表5 各Copula函數(shù)參數(shù)估計(jì)值及AIC值
由表5可知,Gumbel Copula模型對(duì)應(yīng)的AIC值結(jié)果最小,對(duì)二元相關(guān)退化特征的聯(lián)合退化模型的擬合效果最好,因此采用Gumbel Copula函數(shù)描述身管兩個(gè)性能退化特征之間的相關(guān)關(guān)系。
為驗(yàn)證特征相關(guān)性對(duì)可靠性和可靠壽命的影響,將式(1)表示的單一特征內(nèi)膛磨損和彈丸初速度的壽命預(yù)測(cè)模型分別記為A1和A2,其可靠度和可靠壽命的計(jì)算公式分別為式(6)和式(7);將未考慮樣本差異的模型和本文所建立的模型分別記為A3和A4,其可靠度和可靠壽命的計(jì)算公式分別為式(22)和式(23),結(jié)果如圖3、4和表6所示。
表6 4種模型的可靠壽命和中位壽命 發(fā)
由圖3可知,4種模型在初期均保持著較高的可靠度,但是隨著時(shí)間的增加,可靠度結(jié)果出現(xiàn)差異,考慮個(gè)體差異和特征量相關(guān)性的可靠度較為保守,而單一特征量和不考慮個(gè)體差異的結(jié)果在一定程度上會(huì)高估身管的可靠度。由圖4可以看出,模型A1和模型A2對(duì)應(yīng)的壽命分別在第615發(fā)和第627發(fā)左右達(dá)到峰值,而模型A3和模型A4對(duì)應(yīng)的壽命分別在第630發(fā)和第650發(fā)左右達(dá)到峰值,而且壽命曲線較A1和A2顯得“窄而高”,表明剩余壽命預(yù)測(cè)的不確定性較小,準(zhǔn)確度較高。所以,僅靠單一特征量和單一樣本難以完全反映出坦克炮身管的健康狀態(tài),因此,在身管可靠性評(píng)估和壽命預(yù)測(cè)中有必要考慮多個(gè)性能特征和個(gè)體差異。
若以中位壽命R=0.5時(shí)表示身管的可靠壽命,則經(jīng)過(guò)計(jì)算得到壽命為588發(fā);當(dāng)可靠性在R=0.9時(shí),對(duì)應(yīng)的壽命為478發(fā)。因此根據(jù)可靠壽命預(yù)測(cè)結(jié)果,可以為身管的維護(hù)保養(yǎng)和修理更換提供理論依據(jù)。
身管性能退化中存在的個(gè)體差異,基于傳統(tǒng)Wiener過(guò)程的模型已經(jīng)無(wú)法滿足對(duì)火炮身管可靠性評(píng)估要求。筆者通過(guò)引入隨機(jī)參數(shù)的方法,利用隨機(jī)Wiener過(guò)程分別建立了內(nèi)膛磨損和彈丸初速度的退化過(guò)程模型,采用基于Bayesian更新的EM算法計(jì)算模型里的未知參數(shù)。從實(shí)例分析結(jié)果來(lái)看,考慮個(gè)體差異后,火炮身管的可靠度略低于傳統(tǒng)方法。
目前較少有文獻(xiàn)研究同時(shí)考慮火炮身管多個(gè)退化特征的情況。筆者提出了利用二元退化特征進(jìn)行可靠性評(píng)估和可靠壽命預(yù)測(cè)的方法,利用Copula函數(shù)描述各退化特征間的相關(guān)關(guān)系,簡(jiǎn)化了聯(lián)合退化特性分布函數(shù)建模難度,在一定程度上提高火炮身管壽命預(yù)測(cè)的精度,為實(shí)際火炮身管的可靠壽命預(yù)測(cè)提供了一定的參考價(jià)值。