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出现保障延误时间的可修系统稳态可用度的评定 被引量:8
1
作者 张帼奋 武洪萍 《浙江大学学报(理学版)》 CAS CSCD 北大核心 2006年第3期268-271,共4页
考虑可修的单元产品在出现故障时,由于种种原因,故障不能得到及时维修,形成了一段保障延误时间.于是这一更新过程为:正常工作(直到出现故障)-保障延误-故障维修-正常工作…….假设工作时间、保障延误时间均服从指数分布,故障维修时间服... 考虑可修的单元产品在出现故障时,由于种种原因,故障不能得到及时维修,形成了一段保障延误时间.于是这一更新过程为:正常工作(直到出现故障)-保障延误-故障维修-正常工作…….假设工作时间、保障延误时间均服从指数分布,故障维修时间服从对数正态分布,用经典方法和广义p值方法给出了可用度的置信下限. 展开更多
关键词 可用度 广义p值法 置信下限
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非参数可修系统可用度的评定 被引量:7
2
作者 张帼奋 姜红燕 《浙江大学学报(理学版)》 CAS CSCD 北大核心 2005年第4期377-381,480,共6页
考虑可修的串联系统,其单元产品在出现故障时,由于种种原因,故障不能得到及时维修,形成了一段保障延误时间.于是这一更新过程为:正常工作(直到出现故障)—保障延误—故障维修—正常工作…….假设每一时段的分布未知,且相互独立,给出了... 考虑可修的串联系统,其单元产品在出现故障时,由于种种原因,故障不能得到及时维修,形成了一段保障延误时间.于是这一更新过程为:正常工作(直到出现故障)—保障延误—故障维修—正常工作…….假设每一时段的分布未知,且相互独立,给出了可用度的点估计和置信下限. 展开更多
关键词 可用度 置信下限 分布自由估计
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子母弹抛散盲区半径评定方法研究 被引量:2
3
作者 张帼奋 陈意秋 《浙江大学学报(理学版)》 CAS CSCD 2002年第4期380-384,共5页
研究了导弹抛散盲区半径的评定方法 .所谓盲区半径 Rm,指的是以虚拟落点为圆心 ,子弹无法打到的圆域的半径 .给出了几种不同的方法去评估盲区半径 .首先 ,对于弹着点与圆心之间距离 (即半径 )的分布函数 F (d) ,将 Rm 看作是分布函数 F... 研究了导弹抛散盲区半径的评定方法 .所谓盲区半径 Rm,指的是以虚拟落点为圆心 ,子弹无法打到的圆域的半径 .给出了几种不同的方法去评估盲区半径 .首先 ,对于弹着点与圆心之间距离 (即半径 )的分布函数 F (d) ,将 Rm 看作是分布函数 F(d)的一个 p分位点ξp,就可以利用矩法和极大似然法得到 Rm(即ξp)的点估计 ;此外 ,将盲区半径指标 Rm 看成是一个随机变量 ,每次弹着点的最小半径作为样本值 ,通过直观的方法得到 Rm 的 3种点估计 .对于这些估计 ,给出它们的分布或近似分布 ,用经典方法可得到盲区半径的置信上限 . 展开更多
关键词 子母弹 评定方法 盲区半径 点估计 置信上限 子弹抛散 导弹性能 虚拟落点 矩法 极大似然法
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寿命服从极值分布的可修系统稳态可用度的置信限 被引量:1
4
作者 张帼奋 任贞贞 林超 《浙江大学学报(理学版)》 CAS CSCD 北大核心 2009年第2期140-143,共4页
讨论了寿命服从极值分布,修理时间服从对数正态分布情况下,可修系统稳态可用度的广义置信下限.特别是针对极值分布的方差未知的情况,用分组求解法获得了广义p值统计量.
关键词 极值分布 对数正态分布 稳态可用度 广义置信限
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一种非对称拉普拉斯分布 被引量:2
5
作者 张帼奋 丁宁 《浙江大学学报(理学版)》 CAS CSCD 2014年第6期650-653,675,共5页
讨论一种新的非对称拉普拉斯分布,研究了该分布的性质、数字特征、参数估计、应用等,并将该分布与拉普拉斯分布在实际应用中的效果进行了对比.
关键词 非对称拉普拉斯分布 数字特征 参数估计
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典则相关变量的酉不变模最优性 被引量:1
6
作者 张帼奋 林春土 《浙江大学学报(理学版)》 CAS CSCD 2002年第1期17-19,共3页
典则相关变量的优良性质可以用一些极值来描述。在酉不变模意义下 ,得出了典则相关变量的一个极大值定理和一个极小值定理。其结果说明典则相关变量在更一般意义下具有最优性质。
关键词 酉不变模 奇异值分解 典则相关变量 典则相关系数 最优性质 极大值定理 极小值定理 多元分析
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抛散落点的均匀性检验 被引量:1
7
作者 张帼奋 陈意秋 《高校应用数学学报(A辑)》 CSCD 北大核心 2004年第4期426-430,共5页
讨论了抛散落点的均匀性检验,给出了一种排序法检验,并将它与传统的两种检验方法进行比较.
关键词 均匀分布 假设检验
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性能型产品贮存期评定方法研究 被引量:1
8
作者 张帼奋 《高校应用数学学报(A辑)》 CSCD 北大核心 2002年第4期447-452,共6页
设产品的性能参数服从正态线性模型 .当性能参数超过规定上限或下限时产品判为不合格 .对给定的可靠度和置信度得到了贮存期的点估计和四种近似置信下限 。
关键词 性能型 产品 贮存期 正态模型 点估计 置信下限 贮存可靠性
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椭球等高分布族下的非中心Cochran定理 被引量:2
9
作者 张帼奋 《应用概率统计》 CSCD 北大核心 1989年第3期234-242,共9页
本文在椭球等高分布假定下,讨论了二次型X′AX(A为对称阵)的非中心Cochran定理。主要结果如下: 若X~EC_n(μ,L_n;g),g(x)>0为x的连续函数,且X有有限的2n阶矩。A_i,i=1,2,…,m为n×n对称阵。A=∑A_i,λ_1,…,λ_k互不相同且非零... 本文在椭球等高分布假定下,讨论了二次型X′AX(A为对称阵)的非中心Cochran定理。主要结果如下: 若X~EC_n(μ,L_n;g),g(x)>0为x的连续函数,且X有有限的2n阶矩。A_i,i=1,2,…,m为n×n对称阵。A=∑A_i,λ_1,…,λ_k互不相同且非零。考虑下面的条件: (a) X′A_iX■sum from j=1 to k λ_jy_(ij),(y_(i1),…(y_(ik))′~Gχ~2(n_(i1),…,n_(ik);δ_(i1)~2,…,δ_(ik)~2;g)j=1,…,m。 (b) (X′A_1X,…,X′A_mX)■(sum from j=1 to k λ_jz_j…,sum from j=(m-1)k+1 to mk λ_(j-(m-1)k)z_j)(z_1…,z_(mk))′~Gχ~2(n_(11),n_(1k),n_(21)…,n_(mk);δ_(11)~2,…δ_(1k)~2,δ_(21)~2,…,δ_(mk)~2;g) (c) X′AX(?)sum from j=1 to k λ_jy_j,(y_1,…,y_k)′~Gχ(n_1,…,n_k;δ_1~2,…,δ_k^2;g) (d) r(A)=∑r(A_i)=∑∑r(A_iE_j),A=∑λ_jE_j,E_j^2=E_j,E_jE_(j′)=0,j≠j′=1,…,k, (e) k个等式n_j=∑n_(ij)中至少有k-1个成立。则 (Ⅰ) (a),(b)■(c),(d),(e), (Ⅱ) (a),(c),(e)■(b),(d), (Ⅲ) (b),(c)■(a),(d),(c), (Ⅳ) (c),(d)■(a),(b),(c)。 展开更多
关键词 椭球等高分布 Cochran定理
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《概率论与数理统计》教学中典型问题剖析 被引量:2
10
作者 张帼奋 《大学数学》 2014年第6期93-97,共5页
主要通过对《概率论与数理统计》教学中出现问题较多的几个概念的分析,阐述了如何通过适当的教学方法和教学手段,以达到较好的教学效果.
关键词 独立 不相容 分布函数 数学期望 置信区间
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成败型元件可靠性的估计及置信下限 被引量:1
11
作者 张帼奋 《浙江大学学报(自然科学版)》 CSCD 1996年第4期347-351,共5页
考虑成败型元件,其可靠性随储存时间的延长而有所改变.设在时刻t=0时元件可靠性为p,在t=ti时元件可靠性为aip,ai已知,i=1,2,…,p未知.假设在t=ti时进行Ni次试验,对每次试验是否成功需采用某种方式进... 考虑成败型元件,其可靠性随储存时间的延长而有所改变.设在时刻t=0时元件可靠性为p,在t=ti时元件可靠性为aip,ai已知,i=1,2,…,p未知.假设在t=ti时进行Ni次试验,对每次试验是否成功需采用某种方式进行检测才能得知,而检测的正确率为,2,…,k.在Ni次试验中被判为成功的次数为Si.本文给出了p的估计及置信下限. 展开更多
关键词 成败型元件 可靠性 点估计 置信下限
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复杂抽样情形下样本量的确定 被引量:4
12
作者 张帼奋 《数学学习与研究》 2019年第10期121-122,共2页
本文讨论了如何在一个抽样调查项目中设计抽样方案,确定样本量,以及估计目标指标的精度的问题,并将教科书中相关问题进行总结,提出一些想法.
关键词 抽样调查 样本量 PPS抽样
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抽样分布的若干反例 被引量:1
13
作者 张帼奋 《数学学习与研究》 2019年第8期9-9,11,共2页
数理统计中有三大分布,χ~2分布,t分布和F分布,这三个分布的定义中要求随机变量之间相互独立,一旦相互独立的条件不满足,那么得到的随机变量函数就不再服从原来的分布;又比如,在正态总体下,样本均值与样本方差是相互独立的,如果没有正... 数理统计中有三大分布,χ~2分布,t分布和F分布,这三个分布的定义中要求随机变量之间相互独立,一旦相互独立的条件不满足,那么得到的随机变量函数就不再服从原来的分布;又比如,在正态总体下,样本均值与样本方差是相互独立的,如果没有正态总体这个条件,样本均值与样本方差就不一定独立.本文针对这些问题,列举若干反例加以说明. 展开更多
关键词 χ~2分布 T分布 F分布 正态总体 独立性
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误差的协方差阵不正确时的Gauss─Markov估计
14
作者 张帼奋 林春土 《浙江大学学报(自然科学版)》 CSCD 1996年第5期510-516,共7页
考虑线性模型y=Xβ+ε,其中E(ε)=0,D(ε)=V0,记为(y,Xβ,V0),当V0被弄错当成V1时,记为(y,Xβ,V1).对于两个问题,一是Xβ在(y,Xβ,V1)下的BLUE也是Xβ在(y,Xβ,V0)下... 考虑线性模型y=Xβ+ε,其中E(ε)=0,D(ε)=V0,记为(y,Xβ,V0),当V0被弄错当成V1时,记为(y,Xβ,V1).对于两个问题,一是Xβ在(y,Xβ,V1)下的BLUE也是Xβ在(y,Xβ,V0)下的BLUE的充要条件是什么,二是Xβ在(y,Xβ,V0)和(y,Xβ,V1)下有公共的BLUE的充要条件是什么,本文在已有结论上又给出了几条新的等价的充要条件,并将众多等价的充要条件给出统一的证明. 展开更多
关键词 线性模型 BLUE 参数估计 G-M估计 误差
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拟椭球等高分布下误差方差的二次型估计的可容许性 被引量:1
15
作者 张帼奋 《数理统计与应用概率》 1996年第4期309-316,共8页
设有线性模型y=Xβ+ε,误差ε服从拟椭球等高分布假设[5]。本文讨论了y′Ay(A0)在平方损失下在D={y′Ay,A0}估计类中可容许的条件。
关键词 拟椭球等高分布 可容许估计 线性回归 误差方差
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许-模型下误差方差的可容许估计
16
作者 张帼奋 《高校应用数学学报(A辑)》 CSCD 北大核心 1997年第3期321-326,共6页
本文讨论了在许-模型下非负二次估计类中误差方差的可容许估计的条件.
关键词 许-模型 可容许估计 误差方差 线性模型
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概率论与数理统计课程中的EXCEL实验设计
17
作者 张帼奋 吴国桢 《教育教学论坛》 2018年第52期254-256,共3页
概率论与数理统计是一门有着很强应用背景的课程,为了增强应用能力的培养,在课程中增加EXCEL实验是非常重要且行之有效的办法.文章从三个方面介绍概率论与数理统计在线课程及教材中EXCEL实验的设计思路.
关键词 EXCEL实验 概率 统计 计算
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存在修理延迟的可修系统在不完全维修下的可用度 被引量:5
18
作者 陈贤 张帼奋 《浙江大学学报(理学版)》 CAS CSCD 北大核心 2008年第1期19-22,31,共5页
考虑的基本模型是存在修理延迟且允许k次不完全维修的单部件可修系统.利用Fourier变换得到了系统瞬时可用度的一般表示式.并在寿命、修理延迟和维修时间均服从指数分布的情况下,用马尔可夫更新过程理论导出了系统的可用度.最后对k=1的... 考虑的基本模型是存在修理延迟且允许k次不完全维修的单部件可修系统.利用Fourier变换得到了系统瞬时可用度的一般表示式.并在寿命、修理延迟和维修时间均服从指数分布的情况下,用马尔可夫更新过程理论导出了系统的可用度.最后对k=1的特殊情况进行了数据模拟. 展开更多
关键词 修理延迟 不完全维修 FOURIER变换 马尔可夫更新过程
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失效率为指数函数的模型中使用屏蔽数据的参数估计 被引量:6
19
作者 姜红燕 张帼奋 《浙江大学学报(理学版)》 CAS CSCD 北大核心 2006年第2期125-128,共4页
考虑一个由独立、不完全相同的单元组成的串联系统,使用屏蔽数据时的参数估计.当失效率为指数函数时,给出了参数的极大似然估计和Bayes估计.在Bayes估计中,假定未知参数的先验分布为对称的三角分布.主要考虑两单元串联系统,并通过数据... 考虑一个由独立、不完全相同的单元组成的串联系统,使用屏蔽数据时的参数估计.当失效率为指数函数时,给出了参数的极大似然估计和Bayes估计.在Bayes估计中,假定未知参数的先验分布为对称的三角分布.主要考虑两单元串联系统,并通过数据模拟对极大似然估计和Bayes估计这两种方法进行了比较. 展开更多
关键词 极大似然估计 BAYES估计 对称的三角分布
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广义指数分布下循环序加试验的模型与数据分析 被引量:4
20
作者 邱雷颦 张帼奋 《浙江大学学报(理学版)》 CAS CSCD 北大核心 2008年第6期621-624,共4页
在产品寿命服从广义指数分布的场合下,讨论了循环序进应力加速寿命试验的模型,给出了相应参数的统计分析方法:极大似然估计法和极大似然估计与回归相结合的估计方法,并利用数据模拟比较了它们的优劣性.
关键词 广义指数分布 加速寿命试验 循环序进应力 极大似然估计
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