基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法
【專利摘要】本發(fā)明屬于數(shù)控機(jī)床可靠性分析技術(shù)領(lǐng)域，涉及一種基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法,克服現(xiàn)有技術(shù)忽略系統(tǒng)組件故障時間相關(guān)影響建立可靠性模型而導(dǎo)致組件更換時間模型及組件備件庫存量計(jì)算存在偏差的缺陷，包括以下步驟：1、采集故障數(shù)據(jù)；2、用游程檢驗(yàn)法檢驗(yàn)故障數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性；3、用Johnson法對各組件的故障時間ti的故障順序號進(jìn)行修正；4、對數(shù)控機(jī)床組件的故障過程建模；5、計(jì)算更換失效率指標(biāo)λ'R；6、計(jì)算數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)各組件的更換壽命及一定時間內(nèi)備件庫存量。本發(fā)明既可實(shí)現(xiàn)組件更換時間計(jì)算，還可進(jìn)行一定周期內(nèi)組件備件量預(yù)測，為企業(yè)采購管理提供依據(jù)，減少了企業(yè)庫存損失，提高了經(jīng)濟(jì)效益。
【專利說明】
基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法
技術(shù)領(lǐng)域
[0001] 本發(fā)明屬于數(shù)控機(jī)床可靠性分析技術(shù)領(lǐng)域，涉及一種基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床系 統(tǒng)組件更換時間方法。
【背景技術(shù)】
[0002] 數(shù)控機(jī)床是集機(jī)、電、液、氣、光于一體的復(fù)雜可修系統(tǒng)，"相關(guān)"是其故障普遍特 征，同時因?yàn)榫S修的影響，其故障過程可能存在一定趨勢。故障過程模型是設(shè)備維修策略制 定及備件庫存數(shù)量估計(jì)的基礎(chǔ)。傳統(tǒng)的數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)組件可靠性建模多基于機(jī)床運(yùn)行中組 件故障信息，基于故障獨(dú)立假設(shè)展開。據(jù)此建立組件故障過程模型存在偏差，給組件重要度 分析和維修策略制定等帶來較大影響。因此，考慮系統(tǒng)組件故障時間相關(guān)性及維修影響，進(jìn) 行基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)組件故障威布爾過程建模及組件更換時間研究對于制定 合理的數(shù)控機(jī)床設(shè)備維護(hù)方案具有重要意義。
[0003] 目前，針對設(shè)備維護(hù)及備件更換時間多以設(shè)備系統(tǒng)為研究對象，綜合成本與可靠 性展開。如韓幫軍等在《用遺傳算法優(yōu)化制造設(shè)備的預(yù)防性維修周期模型》中提出了一種綜 合考慮故障維修成本、預(yù)防性維修成本、維修效果和作業(yè)時間等因素，并且運(yùn)用遺傳算法優(yōu) 化求解的設(shè)備預(yù)防性維修周期模型，該方法能反映系統(tǒng)預(yù)防維修活動與優(yōu)化指標(biāo)間的動態(tài) 關(guān)系，克服了穩(wěn)態(tài)分析模型的不足，但因各成本是動態(tài)的，且其構(gòu)成因素不易統(tǒng)一，上述模 型應(yīng)用存在偏差。彭卉等提出了一種基于可靠性成本一效益分析，以發(fā)電機(jī)機(jī)組長期運(yùn)行 經(jīng)濟(jì)效益最大為目標(biāo)的計(jì)劃維修周期數(shù)學(xué)模型，并引入蒙特卡羅模擬法對該模型進(jìn)行求 解，該模型從經(jīng)濟(jì)角度權(quán)衡設(shè)備可靠性與計(jì)劃維修周期，其所用可靠性信息是以發(fā)電機(jī)組 為獨(dú)立組件，基于系統(tǒng)組件故障信息獨(dú)立假設(shè)展開的，忽略系統(tǒng)組件間的關(guān)聯(lián)關(guān)系，其結(jié)果 必然與實(shí)際脫離。張民悅等在《預(yù)防維修周期的一種多目標(biāo)最優(yōu)化模型》中提出了一種考慮 部件的穩(wěn)態(tài)可用度、平均費(fèi)用率和平均可靠度三個指標(biāo)構(gòu)建一個預(yù)防維修周期的多目標(biāo)最 優(yōu)化模型，并運(yùn)用極小一極大法(min-max)求解該多目標(biāo)最優(yōu)化模型，從而確定出部件的 預(yù)防性維修周期，因上述指標(biāo)均是平均值，沒有考慮設(shè)備使用中可靠性與可用度及費(fèi)用的 動態(tài)性，其結(jié)果僅能作為參考。申桂香等在《數(shù)控機(jī)床最佳預(yù)防維修間隔時間的確定》中建 立出不同時期數(shù)控機(jī)床的故障率模型，實(shí)時更新機(jī)床的預(yù)防維修時間，但其研究對象是整 機(jī)，沒有進(jìn)行系統(tǒng)組件的維修時間研究，故不能簡單照搬。
[0004] 上述研究能從綜合成本與可靠性角度進(jìn)行設(shè)備系統(tǒng)維修時間制定，但因系統(tǒng)組件 故障過程建模有別于系統(tǒng)，要考慮系統(tǒng)其余組件對被研究組件的故障時間影響，所以數(shù)控 機(jī)床系統(tǒng)組件更換時間分析不能直接套用其他整機(jī)研究方法。
【發(fā)明內(nèi)容】
[0005] 針對現(xiàn)有技術(shù)因忽略系統(tǒng)組件故障時間相關(guān)影響建立可靠性模型而導(dǎo)致組件更 換時間模型及組件備件庫存量計(jì)算存在偏差的缺陷。本發(fā)明提供一種基于時間相關(guān)的數(shù)控 機(jī)床系統(tǒng)組件更換時間分析方法，利用該方法對數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)組件進(jìn)行更換時間分析更準(zhǔn) 確，更符合實(shí)際。
[0006] 為解決上述技術(shù)問題，本發(fā)明是采用如下技術(shù)方案實(shí)現(xiàn)的，結(jié)合【附圖說明】如下：
[0007] -種基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法，包括以下步驟：
[0008] 步驟一:采集故障數(shù)據(jù)；
[0009] 將整個數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)劃分為R個組件，對z臺數(shù)控機(jī)床同時進(jìn)行定時截尾可靠性試 驗(yàn)，以組件為單位采集數(shù)控機(jī)床現(xiàn)場故障信息，借助于數(shù)據(jù)計(jì)算、故障分析和系統(tǒng)結(jié)構(gòu)功能 方面的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)確定各組件的故障數(shù)據(jù)，建立各個組件與故障數(shù)據(jù)間對應(yīng)關(guān)系；
[0010]步驟二:用游程檢驗(yàn)法檢驗(yàn)故障數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性；
[0011 ]步驟三:用Johnson法對各組件的故障時間ti的故障順序號進(jìn)行修正；
[0012] 步驟四：對數(shù)控機(jī)床組件的故障過程建模；
[0013] 步驟五:計(jì)算更換失效率指標(biāo)λ ' R;
[0014] 步驟六:計(jì)算數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)各組件的更換壽命及一定時間內(nèi)備件庫存量。
[0015] 技術(shù)方案步驟二中所述的用游程檢驗(yàn)法檢驗(yàn)故障數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，包括以下步驟：
[0016] 步驟1:計(jì)算故障間隔時間At1及故障間隔時間的平均值i ;
[0017] 根據(jù)步驟一得到的以組件為單位的，并按照從小到大的時間先后順序整合的故障 時間ti，計(jì)算故障間隔時間Δ ti = ti_t(i-i)(i 2 I)，to = 0及故障間隔時間的平均值Ki
[0018] 步驟2:得到記號序列；
[0019] 各故障間隔時間At1與故障間隔時間的平均值^比較，比士大的記"+"號，比5小 的記號，得到一個記號序列，令記號序列的長度為IN = NdN2,N1為記號序列中"+"號出 現(xiàn)的次數(shù)，N2為記號序列中號出現(xiàn)的次數(shù)；
[0020] 步驟3:驗(yàn)證故障數(shù)據(jù)平穩(wěn)性；
[0021] 在記號序列中每一段連續(xù)相同的記號數(shù)量為γ ;
[0022] 按公式（1)、（2)分別計(jì)算γ的均值與方差：
[0023] Rv = mN9/N+1 (1 )
[0024]
(2)
[0025] γ表示游程數(shù)；
[0026] Εγ表示γ的均值；
[0027] Dy表示γ的方差；
[0028] 當(dāng)NjPN2均不超過15時，通過查《游程檢驗(yàn)臨界值表》獲得γ臨界值，若yL< γ < γLi，認(rèn)為序列是平穩(wěn)的，也就是原始故障數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，反之是不平穩(wěn)的，其中γu γ υ分別 為γ的下限和上限；
[0029] 當(dāng)沁和吣均大于15時，根據(jù)游程數(shù)構(gòu)造的統(tǒng)計(jì)： 狠從以0，1)分布;若|2 <1.96時，認(rèn)為序列是平穩(wěn)的，也就是原始故障數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，反之是不平穩(wěn)的。
[0030]技術(shù)方案步驟三中所述的用Johnson法對各組件的故障時間ti的故障順序號進(jìn)行 修正，是指針對定時截尾可靠性試驗(yàn)，試驗(yàn)結(jié)束帶來的右截尾數(shù)據(jù)，以及因系統(tǒng)其余組件故 障時間影響帶來的截尾數(shù)據(jù)，采用Johnson法對故障數(shù)據(jù)的故障順序號進(jìn)行修正，包括以下 步驟：
[0031] 步驟1:對數(shù)控機(jī)床故障數(shù)據(jù)與所有截尾數(shù)據(jù)整合到一起，將這所有η個數(shù)據(jù)從小 到大按整數(shù)排列，記這列順序號為j(l < j < η);
[0032] 步驟2:不考慮截尾數(shù)據(jù)，單對數(shù)控機(jī)床該組件的m個故障數(shù)據(jù)從小到大按整數(shù)排 列，記這列順序號為i(l ^ Km);
[0033] 步驟3:則第i個故障數(shù)據(jù)的順序號Γι用公式(3)計(jì)算：
[0034] Γ? = π-ι+(η+1-Γ?-ι)/(n+2-j) (3)
[0035] 式中：當(dāng);[ = ]Jtr() = 〇。
[0036] 技術(shù)方案步驟四中所述的數(shù)控機(jī)床組件的故障過程建模包括以下具體步驟：
[0037]步驟1:確定故障過程模型
[0038]假設(shè)數(shù)控機(jī)床組件的故障數(shù)據(jù)服從強(qiáng)度函數(shù)為Μυ=λβ#?〇，λ>〇，β>(^ 威布爾忖is摁型咖協(xié)暗救函救為
[0039]
(4)
[0040] 其中:λ、β是威布爾過程模型兩個參數(shù)；
[0041 ]步驟2:用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)
[0042] 對上式兩邊同時取對數(shù)得：lnN(t) = 1ηλ+β1η?
[0043] 若令y = lnN(t)，叉=1]11:，厶=111人;則上式變?yōu)?7=厶+0叉
[0044] 采用最小二乘法一元線件回歸樽塑參數(shù)講行估計(jì)，則
[0045
[0046
[0047
[0048
[0049] 根據(jù)故障數(shù)據(jù)的個數(shù)η及顯著性水平，計(jì)算相關(guān)系數(shù)起碼值Pa，當(dāng)p > p?時，則認(rèn)為 X與y是線性相關(guān)的，即認(rèn)為故障數(shù)據(jù)服從假設(shè)分布，否則拒絕假設(shè)；
[0050] 其中是邱勺估計(jì)值，t表示故障時間變量，盧表示相關(guān)系數(shù)計(jì)算值。
[0051]技術(shù)方案步驟五中所述的更換失效率指標(biāo)λ'κ是指：
[0052]若試驗(yàn)設(shè)備數(shù)目ζ較小，此時每臺設(shè)備組件的失效率"1[?，\'2[?，一，\'^可采用平均 值計(jì)算或根據(jù)經(jīng)驗(yàn)確定，否則根據(jù)故障過程，按照定時截尾試驗(yàn)時間計(jì)算每臺設(shè)備組件的 失效率Y 1R，λ ' 2R，…，zR ;設(shè)所得到的這組失效率均值符合正態(tài)分布，取通過擬合的正態(tài)分 布置信區(qū)間下限估計(jì)為更換失效率指標(biāo)λ'Κ;
[0053]置信水平為(1 一a)時，均值的置信下限λ'κ為
[0054]
[0055]
[0056]
[0057]
[0058]
[0059]
[0060]
[0061] 技術(shù)方案步驟六中所述的計(jì)算數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)各組件的更換壽命及一定時間內(nèi)備 件庫存量是指：
[0062] 利用步驟四得到的各組件的故障過程模型及步驟五得到的更換失效率指標(biāo)，對數(shù) 控機(jī)床系統(tǒng)組件進(jìn)行更換壽命及一定時間內(nèi)備件庫存量計(jì)算；
[0063] 步驟四中若有z臺數(shù)控機(jī)床設(shè)備組件的故障數(shù)據(jù)，通過威布爾過程參數(shù)估計(jì)，能夠 得到全部z臺設(shè)備組件的威布爾過程強(qiáng)度函數(shù)參數(shù)λ κ，βκ，該類型設(shè)備組件的壽命變量用T表 示，則當(dāng)更換失效率指標(biāo)為λ ' R時，能夠計(jì)算出設(shè)備的更換壽命Tr為
[0064] (9)
[0065] :備更換壽命為Tr，則該設(shè)備的備件庫存量K為
[0066] (.10.)
[0067] 本發(fā)明故障更換時間模型不僅考慮系統(tǒng)組件自身故障信息，還融入其他系統(tǒng)組件 的故障時間相關(guān)影響，與基于系統(tǒng)組件間故障相互獨(dú)立假設(shè)的更換時間模型相比更符合實(shí) 際。
[0068] 與現(xiàn)有技術(shù)相比本發(fā)明的有益效果是：
[0069] 1、數(shù)據(jù)分析上，進(jìn)行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，據(jù)此進(jìn)行故障信息分類，提高故障過程建模 的準(zhǔn)確性；
[0070] 2、理論上，考慮系統(tǒng)組件間故障時間相關(guān)關(guān)系修正故障故障秩次，提高故障過程 模型的合理性；
[0071] 3、應(yīng)用上，既可實(shí)現(xiàn)組件更換時間計(jì)算，還可進(jìn)行一定周期內(nèi)組件備件量預(yù)測，為 企業(yè)采購管理提供依據(jù)，減少企業(yè)庫存損失，提高經(jīng)濟(jì)效益。
【附圖說明】
[0072]下面結(jié)合附圖對本發(fā)明作進(jìn)一步的說明：
[0073]圖1是本發(fā)明的基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)組件更換時間方法流程圖。
【具體實(shí)施方式】
[0074] 下面結(jié)合附圖對本發(fā)明作詳細(xì)的描述：
[0075] 如圖1所示，本發(fā)明的基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)組件更換時間方法包括下述 步驟:將系統(tǒng)劃分為R個組件;對各系統(tǒng)組件進(jìn)行故障分析獲得組件故障數(shù)據(jù);故障數(shù)據(jù)平 穩(wěn)性檢驗(yàn);組件故障次序修正及故障過程建模;計(jì)算更換失效率指標(biāo);計(jì)算各系統(tǒng)組件更換 時間及備件數(shù)量。
[0076] -、系統(tǒng)組件故障數(shù)據(jù)劃分與平穩(wěn)性檢驗(yàn)
[0077] 為進(jìn)行組件故障過程建模，實(shí)現(xiàn)系統(tǒng)組件更換時間分析，本發(fā)明引入游程檢驗(yàn)方 法對故障數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。
[0078] 1、系統(tǒng)組件故障數(shù)據(jù)劃分
[0079] 根據(jù)數(shù)控機(jī)床結(jié)構(gòu)與工作原理將整個數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)部件劃分為R個組件;針對采 集的數(shù)控機(jī)床現(xiàn)場故障信息，結(jié)合故障因果分析確定組件故障時間，建立各個組件與故障 數(shù)據(jù)間對應(yīng)關(guān)系；
[0080] 2、故障數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)
[0081] 根據(jù)故障時間ti計(jì)算故障間隔時間Δ ti = ti_t(i-i)(i 2 I)，to = 0及其平均值i，各 故障間隔時間A "與平均值i比較，比其大的記"+"號，比其小的記號，得到一個記號序 列，令其長度為Ν,Ν =，+%^為記號序列中"+"號出現(xiàn)的次數(shù)，N2為記號序列中號出現(xiàn) 的次數(shù)）。在記號序列中每一段連續(xù)相同的記號數(shù)量為游程數(shù)γ。計(jì)算γ的均值E y = SN1WN +1與方差j
[0082] 當(dāng)仏和仏均不超過15時，可以通過查《游程檢驗(yàn)臨界值表》獲得γ臨界值yl，γ u (其中YL，γιι分別為γ的下限和上限）；iNdPN2均大于15時，統(tǒng)計(jì)灑 ?從N(0，1) 分布。若γ L< γ < γ U或IZI < 1.96時，認(rèn)為序列是平穩(wěn)的，反之是不'._』。
[0083]二、基于時間相關(guān)的系統(tǒng)組件故障過程建模
[0084] 為考慮系統(tǒng)組件故障時間相關(guān)進(jìn)行組件故障過程建模，實(shí)現(xiàn)系統(tǒng)組件更換時間分 析，本發(fā)明引入Johnson法對系統(tǒng)組件故障時間次序修正。
[0085] 1、系統(tǒng)組件故障時間次序修正;對數(shù)控機(jī)床故障數(shù)據(jù)與截尾等所有數(shù)據(jù)η從小到 大按整數(shù)排列，記這列編號為j(l < j Sn);然后，只對數(shù)控機(jī)床該組件m個故障數(shù)據(jù)從小到 大按整數(shù)排列，記這列編號為則第i個故障數(shù)據(jù)的順序號 (n+2-j)，令r〇 = 0〇
[0086] 2、數(shù)控機(jī)床組件故障過程建模;假設(shè)數(shù)控機(jī)床組件故障數(shù)據(jù)服從強(qiáng)度函數(shù)為h(t) = λβ#-、^^、(^、。的威布爾過程模型肩累積故障數(shù)函數(shù)羚⑴^丨/矽：心^對 其兩邊同時取對數(shù)并令7=11^(丨）0=11^，4=11^ ;則累積故障數(shù)函數(shù)畫為:7 = 4+^。采用
根據(jù)故障數(shù)據(jù)η及顯著性水平，計(jì)算相關(guān)系數(shù)起碼值Pa，當(dāng)A > Pd時，則認(rèn)為X與y是線性相關(guān) 的，故障數(shù)據(jù)服從假設(shè)分布，否則拒絕假設(shè)。
[0088]三、更換失效率指標(biāo)計(jì)算
[0089] 設(shè)試驗(yàn)中每臺設(shè)備組件的失效率λ' 1κ，λ'2κ，…，λ' zR可采用平均值I,…,L計(jì)算也 可根據(jù)經(jīng)驗(yàn)賦值?；蚋鶕?jù)每臺設(shè)備組件故障過稈計(jì)算，設(shè)z臺設(shè)備組件失效率λ' 1R ,λ、,…,V zR 月艮從正態(tài)分布，則正態(tài)分布樣本尨 在置信水平為(1 一 a)時，設(shè)備組f 是顯著水平為f、自由度為(k-Ι)的t分布值。
[0090] 四、更換時間及備件庫存量計(jì)算
[0091] 利用步驟二得到的各系統(tǒng)組件的威布爾過程強(qiáng)度函數(shù)參數(shù)步驟三得到的 更換失效率指標(biāo)為λ'R，計(jì)算當(dāng)更換失效率指標(biāo)為λ' R時的設(shè)備組件的更換壽命
在一段時間T內(nèi)，則該設(shè)備的備件庫存量& =_f。：
[0092]實(shí)施例
[0093] 數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)組件更換時間分析
[0094] 對采集的14臺某數(shù)控機(jī)床現(xiàn)場110個故障數(shù)據(jù)進(jìn)行故障分析，發(fā)現(xiàn)共有五個組件 發(fā)生故障，數(shù)控機(jī)床五個組件故障信息如表1所示。
[0095] 表1數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)組件故障信息(h)
[0097] 因D、E兩組件故障信息較少，故僅進(jìn)行A、B、C三組件更換時間研究。
[0098] 根據(jù)表1數(shù)據(jù)，計(jì)算故障間隔時間，三組件平穩(wěn)性檢驗(yàn)參數(shù)見表2。以A組件為例，并 計(jì)算游程數(shù) γ =15，N1 = 10，N2 = 26，經(jīng)計(jì)算均值Eγ = 15·4，Dγ = 5·55，Z = -(hl89，因?yàn)閨Z|< 1.96,所以認(rèn)為故障數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的。同理，可以確定B、C故障數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的。
[0099] 表2三組件平穩(wěn)性檢驗(yàn)
LUlUU 丐堪疋叮截;毛訊脫及H機(jī)兵他紐·懺取陣引起的攸塒％紐·懺故障時間截尾等多重 截尾數(shù)據(jù)的影響，對故障數(shù)據(jù)的次序進(jìn)行修正，修正后故障秩次見表3。
[0102] 表3三組件故障秩次
[0105] 經(jīng)最小二乘法參數(shù)估計(jì)及線性相關(guān)性檢驗(yàn)，得到三個組件參數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)結(jié) 果如表4。
[0106] 表4三組件參數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)
Lm〇8」 以A組仵為例介紹失效率指標(biāo)計(jì)算過程。14臺數(shù)控機(jī)床進(jìn)仃r = 6060h的足時截尾 試驗(yàn)，根據(jù)其實(shí)際使用情況可知每臺設(shè)備A組件故障率具體如表5。
[0109] 表5 A組件的平均失效率
LUMU τχ/yr恃到的込5且大雙竿付?τιη忍or仰，旭11似，日、的m忍or仰恃到兄伏大雙率指標(biāo)。 分別得I = 0.0循442，S = 0·004591;取α = 〇· 1，置信水平為（l-α) = 〇·9時，丨"（/V _j) =2·027， 求得失效率指標(biāo)為λ'R = 〇 .007891。
[0112]根據(jù)設(shè)備A組件失效過程強(qiáng)度函數(shù)參數(shù)人[? = 0.0134，說=1.05，令更換失效率指標(biāo) λκ'=0.007891，可計(jì)算出設(shè)備A組件的更換壽命Tr。
[0113]
[0114] 同理，可以計(jì)算其余二類組件的更換壽命，具體見表6。
[0115] 表6數(shù)控機(jī)床B、C組件更換壽命計(jì)算
[0117] 已知定時截尾試驗(yàn)時間T* = 6060h，求得三類組件庫存量分別為：
[0118] Ka=6060/369.37 * 17,Kb = 6060/518 * 12,Kb = 6060/953 * 7
[0119] 按每月平均30天，每天2班，每班10小時計(jì)算，即10個月內(nèi)A、B、C三組件需要備件數(shù) 分別為17件、12件和7件。
[0120] (1)根據(jù)對現(xiàn)場故障信息進(jìn)行故障機(jī)理分析，確定組件故障時間，經(jīng)統(tǒng)計(jì)可知，A、 B、C這三個系統(tǒng)組件是最容易出現(xiàn)故障組件，D、E組件故障次數(shù)較少，故本次以A、B、C這三個 系統(tǒng)組件為對象進(jìn)行更換時間及備件數(shù)量預(yù)測研究。
[0121] (2)為保證預(yù)測合理性，需要先對故障數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性即隨機(jī)性進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)數(shù)據(jù)計(jì) 算可知，A、B、C三類系統(tǒng)組件均通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，即故障數(shù)據(jù)是平穩(wěn)隨機(jī)的，可以用其建模 并進(jìn)行后續(xù)分析研究。
[0122] (3)以A、B、C三個系統(tǒng)組件為研究對象，假設(shè)其故障過程服從威布爾過程模型，經(jīng) 秩次修正、參數(shù)估計(jì)與線性相關(guān)性檢驗(yàn)獲得其故障過程模型;基于故障過程模型計(jì)算失效 率指標(biāo)及其對應(yīng)的更換時間，并進(jìn)一步確定給定時間內(nèi)備件數(shù)量估計(jì)。
[0123] 克服了現(xiàn)有因忽略系統(tǒng)組件故障時間相關(guān)而導(dǎo)致用組件故障累積數(shù)作為故障秩 次，使得故障過程模型存在偏差，并致使組件更換時間及備件預(yù)測出現(xiàn)較大失誤的缺陷。最 后，以某國產(chǎn)數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)三類組件為例，驗(yàn)證了所提方法的有效性。
[0124] (4)本發(fā)明考慮了系統(tǒng)組件故障對被研究組件故障秩次的影響，通過秩次修正獲 得了系統(tǒng)組件的故障過程模型及一定故障率指標(biāo)下的更換時間模型，進(jìn)而計(jì)算出確定時間 內(nèi)系統(tǒng)組件備件庫存量，這對于減少維修時間、提高系統(tǒng)使用可靠性具有一定的指導(dǎo)意義。
【主權(quán)項(xiàng)】
1. 一種基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法，其特征在于，包括W下步驟： 步驟一:采集故障數(shù)據(jù)； 將整個數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)劃分為R個組件，對Z臺數(shù)控機(jī)床同時進(jìn)行定時截尾可靠性試驗(yàn)， W組件為單位采集數(shù)控機(jī)床現(xiàn)場故障信息，借助于數(shù)據(jù)計(jì)算、故障分析和系統(tǒng)結(jié)構(gòu)功能方 面的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)確定各組件的故障數(shù)據(jù)，建立各個組件與故障數(shù)據(jù)間對應(yīng)關(guān)系； 步驟二:用游程檢驗(yàn)法檢驗(yàn)故障數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性； 步驟Ξ:用化hnson法對各組件的故障時間ti的故障順序號進(jìn)行修正； 步驟四：對數(shù)控機(jī)床組件的故障過程建模； 步驟五:計(jì)算更換失效率指標(biāo)λ ' R ; 步驟六:計(jì)算數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)各組件的更換壽命及一定時間內(nèi)備件庫存量。2. 根據(jù)權(quán)利要求1所述的一種基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法，其特征在 于:步驟二中所述的用游程檢驗(yàn)法檢驗(yàn)故障數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，包括W下步驟： 步驟1:計(jì)算故障間隔時間A ti及故障間隔時間的平均值立· 根據(jù)步驟一得到的W組件為單位的，并按照從小到大的時間先后順序整合的故障時間 ti，計(jì)算故障間隔時間Δ ti = t廣t(i-i)(i > 1)，t〇 = 0及故障間隔時間的平均值態(tài):； 步驟2:得到記號序列； 各故障間隔時間A ti與故障間隔時間的平均值立比較，比立大的記V'號，比立小的記 號，得到一個記號序列，令記號序列的長度為N，N =化+N2，N功記號序列中V'號出現(xiàn)的 次數(shù)，化為記號序列中號出現(xiàn)的次數(shù)； 步驟3:驗(yàn)證故障數(shù)據(jù)平穩(wěn)性； 在記號序列中每一段連續(xù)相同的記號數(shù)量為丫； 按公式(1)、（2)分別計(jì)算丫的均值與方差： Εγ = 2化化/化1(1) 丫表示游程數(shù)；Εγ表示丫的均值； D 丫表不丫的方差； 當(dāng)化和化均不超過15時，通過查《游程檢驗(yàn)臨界值表》獲得丫臨界值，若丫L< 丫 < 丫U，認(rèn) 為序列是平穩(wěn)的，也就是原始故障數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，反之是不平穩(wěn)的，其中丫 L，丫 U分別為丫的 下限和上限； 當(dāng)化和的均大于15時，根據(jù)游程數(shù)構(gòu)造的統(tǒng)計(jì)量眼從N(0，1)分布；若I Z I < 1.96時，認(rèn)為序列是平穩(wěn)的，也就是原始故障數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，反之是不平穩(wěn)的。3. 根據(jù)權(quán)利要求1所述的一種基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法，其特征在 于:步驟Ξ中所述的用化hnson法對各組件的故障時間ti的故障順序號進(jìn)行修正，是指針對 定時截尾可靠性試驗(yàn)，試驗(yàn)結(jié)束帶來的右截尾數(shù)據(jù)，W及因系統(tǒng)其余組件故障時間影響帶 來的截尾數(shù)據(jù)，采用化hnson法對故障數(shù)據(jù)的故障順序號進(jìn)行修正，包括W下步驟： 步驟1:對數(shù)控機(jī)床故障數(shù)據(jù)與所有截尾數(shù)據(jù)整合到一起，將運(yùn)所有η個數(shù)據(jù)從小到大 按整數(shù)排列，記運(yùn)列順序號為j(l < j < η); 步驟2:不考慮截尾數(shù)據(jù)，單對數(shù)控機(jī)床該組件的m個故障數(shù)據(jù)從小到大按整數(shù)排列，記 運(yùn)列順序號為i(l^i含m); 步驟3:則第i個故障數(shù)據(jù)的順序號ri用公式(3)計(jì)算： ri = ri-i+(n+l-;ri-i)/(n巧-j) (3) 式中：當(dāng)i = l時r〇 = 0。4. 根據(jù)權(quán)利要求1所述的一種基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法，其特征在 于:步驟四中所述的數(shù)控機(jī)床組件的故障過程建模包括W下具體步驟： 步驟1:確定故障過程模型 假設(shè)數(shù)控機(jī)床組件的故障數(shù)據(jù)服從強(qiáng)度函數(shù)為h(t)=Aete-i，t>0，A>〇，e>〇的威布 爾過程模型，則累積故障數(shù)函數(shù)為(4) 其中:λ、β是威布爾過程模型兩個參數(shù)； 步驟2:用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì) 對上式兩邊同時取對數(shù)得:1 ηΝ (t) = 1 ηλ+β 1 η t 若令y = lnN(t) ,χ = 1η?,Α=1ηλ;則上式變?yōu)?y=A+0x 采用最小二乘法一元線性回歸模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，貝U步驟3:采用線性相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法進(jìn)行擬合性檢驗(yàn) 相關(guān)系數(shù)為(自) 根據(jù)故障數(shù)據(jù)的個數(shù)η及顯著性水平，計(jì)算相關(guān)系數(shù)起碼值Ρα，當(dāng)P >/??時，則認(rèn)為X與y 是線性相關(guān)的，即認(rèn)為故障數(shù)據(jù)服從假設(shè)分布，否則拒絕假設(shè)； 其中：是β的估計(jì)值，t表示故障時間變量，房表示相關(guān)系數(shù)計(jì)算值。5. 根據(jù)權(quán)利要求1所述的一種基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法，其特征在 于:步驟五中所述的更換失效率指標(biāo)λ'κ是指： 若試驗(yàn)設(shè)備數(shù)目Ζ較小，此時每臺設(shè)備第R個組件的失效率λ/lR，λ/2R，…，λ'zR可采用平 均值計(jì)算或根據(jù)經(jīng)驗(yàn)確定，否則根據(jù)故障過程，按照定時截尾試驗(yàn)時間計(jì)算每臺設(shè)備組件 的失效率V 1R，V 2R，…，V ZR;設(shè)所得到的運(yùn)組失效率均值符合正態(tài)分布，取通過擬合的正態(tài) 分布置信區(qū)間下限估計(jì)為更換失效率指標(biāo)λ'Κ; 置信水平為（1-α)時，均值的置信下限λ'κ為(6} 其中:k一一z臺試驗(yàn)設(shè)備第R個組件的故障總數(shù)；--顯著水平為自由度為化-1)的t分布值； 義&--正態(tài)分布樣本均值； Sr--正態(tài)分布標(biāo)準(zhǔn)差的矩估計(jì)。6.根據(jù)權(quán)利要求1所述的一種基于時間相關(guān)的數(shù)控機(jī)床組件更換時間方法，其特征在 于:步驟六中所述的計(jì)算數(shù)控機(jī)床系統(tǒng)各組件的更換壽命及一定時間內(nèi)備件庫存量是指： 利用步驟四得到的各組件的故障過程模型及步驟五得到的更換失效率指標(biāo)，對數(shù)控機(jī) 床系統(tǒng)組件進(jìn)行更換壽命及一定時間內(nèi)備件庫存量計(jì)算； 步驟四中若有Z臺數(shù)控機(jī)床設(shè)備組件的故障數(shù)據(jù)，通過威布爾過程參數(shù)估計(jì)，能夠得到 全部Z臺設(shè)備組件的威布爾過程強(qiáng)度函數(shù)參數(shù)λκ,βκ，該類型設(shè)備組件的壽命變量用T表示， 則當(dāng)更換失效率指標(biāo)為λ ' R時，能夠計(jì)算出設(shè)備的更換壽命Tr為(9) 設(shè)在一段時間T內(nèi)，設(shè)備更換壽命為Tr，則該設(shè)備的備件庫存量K為(10)
【文檔編號】G06F17/50GK105844050SQ201610223176
【公開日】2016年8月10日
【申請日】2016年4月12日
【發(fā)明人】申桂香, 龍哲, 張英芝, 曾文彬, 劉津彤, 趙忠原
【申請人】吉林大學(xué)