双参数指数分布型元件并联系统的可靠性的广义置信下限

本文对于两个独立双参数指数分布元件组成的并联系统,基于两个元件的定数截尾数据,利用Weerahandi给出的广义枢轴量和广义置信区间的概念,建立了可靠性的广义置信下限,并从理论上研究了广义置信下限的频率性质.广义置信下限可以通过数值方法得到,计算方法是简单直接的.在小样本情形下,通过与Bootstrap置信下限的模拟研究,发现广义置信下限的覆盖率更令人满意.     

任何序贯样本情形下伯努利参数的置信限

设（xn,n≥1）是独立同分布的随变量列,xn=0或1且P（xn=1)=p(n≥1),这里p是未知的,设τ是（xn,n≥1）的任何有限停止时间,对任何序贯样本（x1,x2,…,x)和r∈(0,1),本文给出了p的r水平最优置信下限和最优置信上限,还讨论了一些有关的问题。     

基于检测数据的指数型元件贮存可靠性的置信限

为了评估元件或产品在贮存期间的可靠性，我们要对元件进行检测．一般地，在ti时刻检测ni个元件，设每次检测的正确率为ri，（ri已知，ri＞1／2）．检测结果成功的元件数为si（i＝1，k）．本文将基于此类数据，给出一种方法，来确定元件的贮存可靠性的置信下限，并给出了数字例．     

L—M法置信下限的渐近特性

本文讨论了具有两个串联元件的系统,设系统的可靠性为R,讨论了R的L-M法置信下限的渐近特性。还证明了当置信水平1-α≥1/2时,■_(LM)与常用的最优单调置信下限■_0是渐近等价的。     

串联系统可靠性虚拟系统法置信下限的小样本性质

本文讨论了具有r个成败型元件串联系统可靠性的置信下限问题。研究了虚拟系统法置信下限的小样本性质,证明了,在通常情况下虚拟系统法置信下限要大于常见的L-M法置信下限.更一般地,本文证明了在成败型试验中,当成功数与试验数之比保持不变时,试验次数的增加将直接缩小成功率置信区间的长度。     

二次指派问题的一个新的限界方法

二次指派问题(QAP)的数学模型是:min{z(x)=sum from i=1 to n sum from =1 to n a_(ip)x_(ip)+sum from i=1 to n sum from p=1 to n sum from j=1 to n sum from q=1 to n c_(ipjq)x_(ip)x_(jq)|x∈},(1)这里∈(n~2维布尔集)是满足如下约束的集合:sum from i=1 to n x_(ip)=1,1≤p≤n,(2)sum from p=1 to n x_(ip)=1,1≤i≤n,(3)x_(ip)=0,1,1≤i,p≤n.(4)因为 x_(ip)~2=x_(ip)并且有约束(2)和(3),我们可以约定 c_(ipjq)=0,当 i=j 或 p=q.如果所有二次项的系数都可以写成     

基于随机截尾数据的指数型元件串联系统可靠性的置信限

基于元件的随机定时截尾寿命试验数据 ,给出了指数型元件串联系统可靠性的经典精确置信下限 ,给出了数字例 .     

关于丢番图方程x~2+y~2=p与x~2+2y~2=p的整数解

利用p次单位根e~((2πi)/p)作为原始材料,通过不同层次的组合,当p≡1(mod 4)时,给出了方程x~2+y~2=p的整数解.在此基础上,当p≡1(mod 8)时,进一步给出了x~2+2y~2=p的整数解.     

本刊英文版2009年52卷第5期摘要

Let p be the set of prime numbers and P（n） denote the largest prime factor of integer n 〉 1. Write
C3 = （p1p2p3 ： pi ∈P （i = 1,2,3）, pi ≠ pj （i ≠ j）},
B3 = （p1p2p3 ： pi ∈ P（ i = 1,2,3）, p1 = p2 or p1 = p3 or p2 = P3, but not p1= p2 = p3}.     

一个不等式的逆向

文[1]证明了文[2]提出的一个猜想:说ai≥0,pi≥0,(i=1,2,…,n)且p1 p2 … pn=1,则n∑i=1piai≥n∏i=1aipi.本文将给出上述不等式的一个逆向不等式,从而得出一个不等式组.命题设ai>0,pi≥0(i=1,2,…,n),且p1 p2 … pn=1,则1∑ni=1piai≤n∏i=1aipi≤n∑i=1piai.证为了使命题证明     

左截尾双参数指数分布的可靠寿命的广义置信下限

本文基于左截尾双参数指数分布定数截尾数据,利用Weerahandi给出的广义枢轴量和广义置信区间的概念,通过两种不同的方法建立了可靠寿命的广义置信下限.第1种方法利用位置参数无限制时可靠寿命的广义置信下限来定义左截尾情形下可靠寿命的限制广义置信下限,第2种方法基于广义枢轴量在限制参数空间上的条件分布给出可靠寿命的条件广义置信下限.我们分别研究了这两种置信下限的性质,给出了简单易行的数值计算方法.模拟比较表明限制广义置信下限具有好的覆盖率性质,条件广义置信下限的覆盖率与参数取值有关,但它有时比限制广义置信下限具有更大均值和更小标准差.     

成败型元件串并联系统及并串联系统可靠性置信下限近似解的讨论

本文讨论由相互独立的成败型元件组成的串并联系统及并串联系统可靠性置信下限的近似解。本文利用系统诸元件的试验数据,在一、二阶矩拟合的原则下将其折合为原系统的伪试验数及伪成功数,然后利用单个成败型元件的可靠性的经典精确置信下限作为原系统可靠性置信下限的近似值。本文推导了伪试验数N及伪成功数S的计算公式,并给出了计算实例。     

成败型元件可靠性估计及近似置信限

本文基于成败型元件串联系统的成败型试验数据,研究成败型元件可靠性的点估计以及近似置信下限.     

基于成败型元件试验数据和系统试验数据的串联系统可靠性的置信下限

本文根据成败型元件和系统两者的试验数据来估计串联系统可靠性的置信下限。首先根据元件和系统两者的试验数据,求出系统可靠性的极大似然估计,然后按L-M(Lindstrom-Madden)法给出系统可靠性置信下限的近似值,并提供了数字例子。     

可靠性增长试验中一类结构可靠度的统计分析

设X_(i1),X_(i2)……,X(in),是X_i的随机样本(i=1,2,…,m),且这些样本间是相互独立的,又设X_i～N(θ_i,δ_i~2)(θ_i与δ_i未知),且对某一常数c有P(X_1>c)≤P(X_2>c)≤…≤P(X_m>(?)基于上述样本,文中给出P(X_m>c)的点估计和在某种意义下最优的置信下限。     

关于多项式系数的整除性

设 n是正整数 ,k1 ,k2 ,… ,ks 是适合 k1 +k2 +… +ks=n的非负整数 ,正整数 nk1 k2 … ks=n!k1 !k2 !… ks!称为多项式系数 .本文讨论了当n=a0 +a1 p+a2 p2 +… +arpr ,其中 p为素数且 p≤ n,0≤ ai相似文献   

On the inverse problem relative to dynamics of the ω function

Let P be the set of prime numbers and P (n) denote the largest prime factor of integer n > 1. Write C3 = {p1p2p3 : pi ∈ P (i = 1, 2, 3), pi = pj (i = j)}, B3 = {p1p2p3 : pi ∈ P (i = 1, 2, 3), p1 = p2 or p1 = p3 or p2 = p3, but not p1 = p2 = p3}. For n = p1p2p3 ∈ C3 ∪ B3, we define the w function by ω(n) = P (p1 + p2)P (p1 + p3)P (p2 + p3). If there is m ∈ S - C3 ∪ B3 such that ω(m) = n, then we call m S-parent of n. We shall prove that there are infinitely many elements of C3 which have enough C3-parents an...     

几个不等式的简证

《数学通讯》(教师版)2006年上年度刊登了一组关于不等式研究的专题文章,笔者拜读之后受益匪浅,笔者探究发现其中的几个不等式更加简捷的证明方法,现写出来,供读者参考.例1[1]设ai>0,pi≥0(i=1,2,…,n),且p1 p2 … pn=1,则1n∑i=1piai≤n∏i=1aipi≤n∑i=1piai(1)这是文[1]对文[2]证明的如下一个不等式的逆向不等式:设ai>0,pi≥0,(i=1,2,…,n)且p1 p2 … pn=1.则n∑i=1piai≥n∏i=1aipi(2)文[1]通过构造函数,考察函数的凸性,然后用数学归纳法证明了(1)式.其实,有了(2)式,(1)式的证明便唾手可得,不必绕道而行.事实上,由(2)式∑ni=1piai=∑ni=…     

排序法的不合理性及一种修正方法

一、关联系统可靠性精确置信限设一个由 m 个元件(或分系统)组成的关联系统,其可靠性函数为 h(?),(?)=(p_1,p_2,…,P_m).其中 P_i 为第 i 个元件的可靠性,i=(?)设第 i 个元件试验 n_i 次,失效 x_i 次,成功 y_i=n_i—x_i 次,(?),(?)(x_1,x_2,…,x_m),则样本空间为     

The estimate for mean values on prime numbers relative to \frac{4} {p} = \frac{1} {{n_1 }} + \frac{1} {{n_2 }} + \frac{1} {{n_3 }}

If n is a positive integer,let f （n） denote the number of positive integer solutions （n 1,n 2,n 3） of the Diophantine equation 4/n=1/n₁ + 1/n₂ + 1/n₃.For the prime number p,f （p） can be split into f 1 （p） + f 2 （p）,where f i （p） （i=1,2） counts those solutions with exactly i of denominators n 1,n 2,n 3 divisible by p.In this paper,we shall study the estimate for mean values ∑ p相似文献