(19)国家知识产权局 (12)发明 专利申请 (10)申请公布号 (43)申请公布日 (21)申请 号 202210980896.9 (22)申请日 2022.08.16 (71)申请人 中国航发沈阳发动机 研究所 地址 110015 辽宁省沈阳市沈河区万 莲路1 号 (72)发明人 王艺　 (74)专利代理 机构 北京航信高科知识产权代理 事务所(普通 合伙) 11526 专利代理师 王伟立 (51)Int.Cl. G06F 30/17(2020.01) G06F 30/15(2020.01) G06F 30/20(2020.01) G06F 111/08(2020.01) G06F 119/14(2020.01) (54)发明名称 一种航空发动机结构件静力性能最小值确 定方法 (57)摘要 本申请提供了一种航空发动机结构件静力 性能最小值确定方法， 包括： 步骤一、 确定静力性 能最低值的表征方式， 以保证获取有效的航空发 动机结构 件静力性能最小值， 选取静力性能概率 分布的下侧分位点值表征静力性能最低值； 步骤 二、 航空发动机结构件静力性能最小值计算， 包 括： 2.1)对结构 件静力性能获取用的试验数据进 行确认， 确保数据来源不少于预定批次； 根据置 信度和可靠度要求， 确认结构 件静力性能获取用 的试验件， 满足最低样本数量要求； 2.2)采用最 大赋范残差方法进行异常数据的检查确认， 不能 通过检查的试验 数据视为异常数据并进行剔除； 2.3)基于威尔布分布、 正态分布、 对数正态分布 的静力性能概率分布曲线拟合及参数估计和最 小值计算。 权利要求书4页 说明书10页 附图1页 CN 115329490 A 2022.11.11 CN 115329490 A 1.一种航空发动机结构件静力性能最小值确定方法， 其特 征在于， 所述方法包括： 步骤一、 确定静力性能最低值的表征方式， 以保证获取有效的航空发动机结构件静力 性能最小值， 其中， 选取静力性能的母体百分位 值的置信下限值表征静力性能最低值； 步骤二、 航空发动机结构件静力性能最小值计算， 包括： 2.1)对结构件静力性能获取用的试验数据进行确认， 确保数据来源不少于预定批次； 根据母体百分位值的置信度和可靠度要求， 确认结构件静力性能获取用的试验件， 满足最 低样本数量要求； 2.2)采用最大赋范残差方法进行异常数据的检查确认， 不能通过检查的试验数据视为 异常数据并进行剔除； 2.3)首先进行威尔布分布的静力性能概率分布拟合及参数估计， 得到威尔布分布的静 力性能概率分布曲线， 之后进 行威尔布分布的静力性能概率分布拟合优度检验， 若通过， 则 基于威布尔分布进行 结构件静力性能最小值确定； 若不通过， 则采用正态分布拟合静力性能概率分布曲线， 之后进行正态分布拟合优度 假设检验， 若通过， 则基于正态分布进行 结构件静力性能最小值确定； 若不通过， 则采用对数正态分布拟合静力性能概率分布曲线， 之后进行对数正态分布 拟合优度假设检验， 若通过， 则基于对 数正态分布进 行结构件静力性能最小值计算， 若不通 过， 则增加试验样本量重新按照上述 步骤进行计算。 2.如权利要求1所述航空发动机结构件静力性 能最小值确定方法， 其特征在于， 所述样 本量n的最低要求满足： 式中， 1‑γ表示显著性水平， p表示失效概 率。 3.如权利要求1所述航空发动机结构件静力性 能最小值确定方法， 其特征在于， 采用最 大赋范残差方法进行异常数据的检查确认的过程包括： 设x1,x2,...,xn是来自总体X的样本， 则观测值xi对应的赋 范残差值 为： 式中， 为样本均值， S为 修正样本标准差， n 为样本数量。 样本均值和修 正样本标准差分别为： 最大赋范残差统计量MNR为： MNR＝max{|ri|}， i＝1,2,…,n 最大赋范残差的临界值C 为： 式中， tα为自由度是n ‑2的t分布的1 ‑α / (2n)分位数； α 为显著水平； 当最大赋范残差统计量MNR小于临界值C时， 则以置信水平1 ‑α认为样本中不存在异常 数据； 反之， 以置信水平1 ‑α 认为与最大 赋范残差统计量MNR相应的xi为异常数据。 4.如权利要求3所述航空发动机结构件静力性 能最小值确定方法， 其特征在于， 进行威权　利　要　求　书 1/4 页 2 CN 115329490 A 2尔布分布的静力性能概率分布拟合及参数估计， 得到威尔布分布的静力性能概率分布曲线 的过程包括： 设样本(x1,x2,…xn)服从三参数威布尔分布， 且按从小到大的顺序 排列， 三参数威布尔 分布的概 率密度函数f(x)和累积分布函数 F(x)分别表示 为： 式中， β、 η和γ分别为三参数威布尔分布的形状参数、 尺度参数和位置参数， 满足γ＜ x1， β ＞0， η＞0 。 首先对威布尔分布的累积分布函数 F(x)做变换， 令： Y＝ln(‑ln(1‑F(x)))， X＝ln(x‑γ)， B＝ln ηβ 则累积分布函数 F(x)转化为线性方程： Y＝β X ‑B 将样本数据(xi,F(xi))换算得到(Xi,Yi)， 计算X与Y间的相关系数： 要寻找参数γ的最佳估计值其实就是求相关系数R(X,Y)的最大时的γ值； 根据极大值 方法， 只要求出相关系数R(X,Y)对γ的一阶导数， 令其为零， 解方程即得出最佳位置参数估 计值； 对于三参数威布尔分布恒有R(X,Y)＞0， 故求R(X,Y)对γ的一阶导数与求R2(X,Y)对 γ的一阶导数是等价的， 为简化算式选择计算R2(X,Y)对参数γ的一阶导数， 得到超越方程 如下： 式中， 采用二分法求解参数γ， 最后用最小二乘法拟合式即可求出形状参数和尺度参数， 最 终可得到威尔布分布的静力性能概 率分布曲线。 5.如权利要求4所述航空发动机结构件静力性 能最小值确定方法， 其特征在于， 进行威 尔布分布的静力性能概 率分布拟合优度检验 采用Anderso n‑Darling方法， 过程包括： 样本分布函数和样本 经验分布函数分别用F(x)和Fn(x)表示， 假设样本x1,x2,…,xn来自 同一分布母体且分布函数为F(x, θ )， θ为 分布函数的参数向量， 二次Anderson ‑Darling的距 离如下式所示： Anderson ‑Darling检验法通过比较AD与相应显著水平α 下各分布族临界值的大小， 来权　利　要　求　书 2/4 页 3 CN 115329490 A 3