参数可靠性全局灵敏度高效分析的代理模型法

doi:10.7527/S1000-6893.2022.27670

固体力学与飞行器总体设计

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参数可靠性全局灵敏度高效分析的代理模型法

员婉莹¹^,²^,³(), 吕震宙²

^1.西北工业大学重庆科创中心，重庆 400000
^2.西北工业大学航空学院，西安 710072
^3.西北工业大学深圳研究院，深圳 518063

收稿日期:2022-06-22 修回日期:2022-07-14 接受日期:2022-07-28 出版日期:2023-06-25 发布日期:2022-08-17
通讯作者: 员婉莹 E-mail:wanying_yun@nwpu.edu.cn
基金资助:
国家自然科学基金(12002237);重庆市自然科学基金(CSTB2022NSCQ-MSX0861);广东省基础与应用基础研究基金(2022A1515011515);中央高校基本科研业务费专项资金(D5000211035)

An efficient surrogate method for analyzing parameter global reliability sensitivity

Wanying YUN¹^,²^,³(), Zhenzhou LYU²

^1.Innovation Center NPU Chongqing，Northwestern Polytechnical University，Chongqing 400000，China
^2.School of Aeronautics，Northwestern Polytechnical University，Xi’an 710072，China
^3.Research & Development Institute of Northwestern Polytechnical University in Shenzhen，Shenzhen 518063，China

Received:2022-06-22 Revised:2022-07-14 Accepted:2022-07-28 Online:2023-06-25 Published:2022-08-17
Contact: Wanying YUN E-mail:wanying_yun@nwpu.edu.cn
Supported by:
National Natural Science Foundation of China(12002237);Natural Science Foundation of Chongqing(CSTB2022NSCQ-MSX0861);Guangdong Basic and Applied Basic Research Foundation(2022A1515011515);Fundamental Research Funds for the Central University(D5000211035)

摘要/Abstract

摘要：

针对分布参数和输入变量双重随机性下，输入变量分布参数可靠性全局灵敏度分析涉及的复杂耦合3层计算制约参数可靠性全局灵敏度的应用，从单层重要抽样结合自适应Kriging代理模型的角度，建立了参数可靠性全局灵敏度分析的高效算法。首先，利用贝叶斯理论、Metropolis-Hastings准则和Edgeworth级数建立基于重要抽样的参数可靠性全局灵敏度的单层分析公式，统一可靠性与参数可靠性全局灵敏度分析，将参数可靠性全局灵敏度分析的关键问题转化为无条件重要抽样样本安全和失效状态的识别问题，实现重复利用1组无条件重要抽样样本计算得到所有不确定性分布参数对可靠性的影响；其次，利用Kriging代理模型自适应构造近似最优重要抽样概率密度函数（PDF），实现重要抽样样本的产生；最后，在重要抽样样本池内继续更新构造最优重要抽样概率密度函数的Kriging代理模型，直到重要抽样样本安全或失效状态被Kriging代理模型准确识别，利用更新结束后的Kriging代理模型替代真实功能函数识别重要抽样样本安全或失效状态，完成参数可靠性全局灵敏度分析。数值算例和导弹弹翼算例分析验证了本文所提方法的高效性和准确性。

关键词: 参数可靠性全局灵敏度分析, 贝叶斯理论, 代理模型, Metropolis-Hastings准则, 重要抽样法, Edgeworth级数

Abstract:

To give an efficient analysis of parameter reliability global sensitivity， this paper proposes a method by integrating the single-loop importance sampling technique and the adaptive Kriging model. First， a single-loop importance sampling algorithm for estimating the parameter reliability global sensitivity is constructed based on the Bayes theorem， Metropolis-Hastings algorithm and Edgeworth expansion， which unifies the analyses of reliability and parameter reliability global sensitivity. Based on the proposed single-loop importance sampling algorithm， the estimation of the parameter reliability global sensitivity is converted into the identification of states （failure or safety） of all unconditional importance sampling samples， so that each parameter reliability global sensitivity can be evaluated by repeatedly using the unconditional importance sampling samples. Secondly， the Kriging model surrogating the performance function is adaptively constructed to approximate the optimal importance sampling Probability Density Function （PDF） and then generate the corresponding importance samples. Finally， the Kriging model used to construct the approximately optimal importance sampling PDF is continuously updated among the candidate sampling pool of the generated importance samples until the states of all importance samples are accurately identified by the Kriging model. Based on the accurately identified states of all importance samples， parameter global reliability sensitivity of each uncertain distribution parameter is assessed.Results of a numerical example and a missile wing structure verify the efficiency and accuracy of the proposed method.

Key words: parameter reliability global sensitivity analysis, Bayes theorem, surrogate model, Metropolis-Hastings algorithm, importance sampling, Edgeworth expansion

中图分类号:

V215.7

员婉莹, 吕震宙. 参数可靠性全局灵敏度高效分析的代理模型法[J]. 航空学报, 2023, 44(12): 227670.

Wanying YUN, Zhenzhou LYU. An efficient surrogate method for analyzing parameter global reliability sensitivity[J]. ACTA AERONAUTICAET ASTRONAUTICA SINICA, 2023, 44(12): 227670.

图/表 8

表1

数值算例的分布参数可靠性全局灵敏度分析结果

方法	$S 1 θ$	$S 2 θ$	$S 3 θ$	CSP	$N c a l l$	计算时间/s
所提方法	0.004 4^{［0.029 8］}	0.001 7^{［0.071 3］}	0.002 4^{［0.048 1］}	200	24.10	0.74
	0.004 4^{［0.020 7］}	0.001 7^{［0.039 9］}	0.002 5^{［0.036 1］}	500	24.10	1.46
	0.004 4^{［0.009 7］}	0.001 7^{［0.029 1］}	0.002 5^{［0.023 0］}	1 000	24.32	6.62
文献［9］方法	0.003 3^{［0.059 0］}	0.001 4^{［0.057 9］}	0.002 0^{［0.055 8］}	65 536	17.45	2.85
	0.003 3^{［0.055 9］}	0.001 4^{［0.048 1］}	0.002 1^{［0.049 8］}	131 072	19.50	6.50
	0.003 9^{［0.025 5］}	0.001 6^{［0.034 7］}	0.002 3^{［0.031 2］}	262 144	21.60	14.69
	0.004 2^{［0.015 6］}	0.001 7^{［0.018 5］}	0.002 4^{［0.026 1］}	524 288	22.30	30.52
3层MCS	0.004 4	0.001 7	0.002 5		$≈ 1.6 × 1012$	$3.456 × 105$

表1

图1

图2

表2

随机变量的分布类型及分布参数

随机变量	分布类型	均值	标准差
$E$ /MPa	正态分布	$μ E$	1 176
$ν$	正态分布	$μ ν$	0.003
$P$ $/ k N$	正态分布	$μ P$	0.008
$t s k$ /mm	正态分布	$μ t s k$	0.016
$t r s$ /mm	正态分布	$μ t r s$	0.060

表2

表3

随机变量均值的分布类型及分布参数

随机变量均值	分布类型	均值	标准差
$μ E$ /MPa	正态分布	117 600	3 528
$μ ν$	正态分布	0.3	0.009 0
$μ P$ $/ k N$	正态分布	016	0.004 8
$μ t s k$ /mm	正态分布	0.8	0.024 0
$μ t r s$ /mm	正态分布	3	0.090 0

表3

图 3

表4

所提方法与文献［9］方法不同样本池规模的计算量

方法	CSP	$N c a l l$	代理模型训练时间/s
所提方法	1 000	44.44	6.48
	2 000	46.70	13.00
	3 000	49.58	17.70
	4 000	51.02	22.78
	5 000	51.40	28.76
文献［9］	262 144	34.08	18.66
	524 288	38.90	47.12
	1 048 576	43.98	117.42
	2 097 152	51.88	321.28

表4

图 4

参考文献 24

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主管单位：中国科学技术协会主办单位：中国航空学会北京航空航天大学

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