o`u
x|z,D=C
k∼ N(µ
xC k,Σ
xC k), (5.59)
µ
xC k=Uz, (5.60)
Σ
xC k= Γ
CK(5.61)
Ce mod`ele propos´e par les auteurs est d´efini de sorte `a ce queUΓ
CKU
T= 0
et VΓ
CKV
T= β
CkI o`u V est le compl´ement orthogonal de U et W = [U, V].
Ceci donne lieu `a ∆
Ck=W
TS
CkW, un bloc diagonal pouvant ˆetre ´ecrit comme
ceci :
δ
Ck=diag(Σ
zCk, β
CkI) (5.62)
o`u I est de dimension R
m−d×m−d. Ceci signifie que les sous-espaces,
discrimi-nant et non-discrimidiscrimi-nant, sont orthogonaux.
A partir de ce mod`ele, plusieurs autres mod`eles peuvent ˆetre d´eduits en
re-laxant ou ajoutant des contraintes `a ces param`etres (e.g. relaxerβ
Ck, contraindre
Σ
Ck, etc.). Ce mod`ele peut ˆetre repr´esent´e sous un r´eseau Bay´esien comme celui
pr´esent´e dans la figure 5.16.
Ce r´eseau Bay´esien peut ˆetre `a son tour ˆetre utilis´e pour la d´etection et le
diagnostic simultan´es de fautes (avec ou sans rejet de distance). De la mˆeme
mani`ere que les r´eseaux pr´ec´edents, pour d´ecider statistiquement sur
l’appar-tenance d’une nouvelle observationx`a une classeC
kil est n´ecessaire de d´efinir
la limite probabiliste lui correspondant comme ceci :
LP
Ck∆
= p(D=C
k)p(z|D=C
k)p(x
∗|z,D =C
k)
p(x) (5.63)
Cette limite correspond `a une statistique quadratique ∆ surveillant la
va-riablex. A partir deLP
CF N∆
une d´ecision est prise suivant la r`egle ci-dessous :
sip(D=C
k|x)≥LP
Ck∆
Alors : x∈C
ksinon x /∈C
k(5.64)
o`up(D=C
k|x)∝p(D =C
k)p(x|D =C
k).
Le r´eseau donn´e dans5.16permet de g´en´eraliser d’autres m´ethodes de
pro-jection/transformation lin´eaire de donn´ees en modifiant les matrices composant
le r´eseau ou contraindre leurs structures. Par exemple, le mod`ele d’analyse en
D
D
CF N F
1. . . F
Kp(CF N) p(F
1) . . . p(F
K−1)
z
D z
CF N z∼ N(µ
z CF N; Σ
z CF N)
F
1z∼ N(µ
z F1; Σ
z F1)
..
. . . .
F
K−1z∼ N(µ
z FK−1; Σ
z FK−1)
x
D x
CF N x
CF N∼ N(µ
x CF N; Σ
x CF N)
F
1x
F1∼ N(µ
x F1; Σ
x F1)
..
. ...
F
K−1x
FK−1∼ N(µ
x FK−1; Σ
x FK−1)
Figure 5.16 – Un r´eseau Bay´esien classifieur traitant le noeud observ´e xet le
noeud z
composantes principales utilis´e dans (Chiang et al., 2001) pour le diagnostic
de fautes (PCA1) peut ˆetre mod´elis´e par ce r´eseau en posant U =A, o`uA est
la matrice de vecteurs propres estim´es `a partir de toutes les donn´ees de fautes,
Γ =vI et Σ
zCk
=A
TCk
Σ
CkA
Ck.
Sous ce r´eseau, des m´ethodes `a base de mod`ele d´edi´es `a la surveillance des
syst`emes peuvent ˆetre utilis´ee. Prenons, le cas des r´esidus structur´es. Ces r´
esi-dus se basent une une matrice d’incidence. Cette matrice peut ˆetre repr´esent´ee
par un r´eseau Bay´esien (Atoui et al., 2015a; Verron et al., 2010a; Pernest˚al,
2009; Weber et al., 2008; Schwall and Gerdes, 2002). Le r´eseau Bay´esien lui
correspondant exprime les relations de cause `a effet entre fautes et r´esidus.
Nous proposons de l’´etendre afin de tenir compte de l’´etape de g´en´eration des
r´esidus. Ceci correspond `a regrouper les r´esidus ainsi que les fautes dans de
noeuds joints leurs correspondant. Le r´eseau pr´esent´e dans la figure 5.16
per-met de mod´eliser enti`erement une m´ethode `a base de mod`ele (g´en´eration des
r´esidus + ´evaluation + isolation).
D’autre strat´egies `a base de mod`ele pour l’isolation de fautes se basent
sur l’utilisation d’un banc de g´en´erateurs de r´esidus (Isermann, 2006). Ainsi,
nous pouvons faire de mˆeme avec un banc constitu´e de r´eseaux Bay´esiens
mod´elisant chacun un g´en´erateur de r´esidu(s) (des g´en´erateurs de mˆeme ou
de nature diff´erente) sensible, selon la strat´egie employ´ee, `a une faute ou un
ensemble de fautes. Des bancs de r´eseaux Bay´esiens repr´esentant chacun une
m´ethode `a base de donn´ees d´edi´ee `a la d´etection d’une faute donn´ee, peuvent
ˆetre ´egalement utilis´es pour le diagnostic de fautes.
III.2 Combinaison de m´ethodes pour le diagnostic de
fautes sous r´eseau Bay´esien
Les diff´erentes m´ethodes, que ce soit dans le cadre de la d´etection ou du
diagnostic, mod´elis´ees sous des r´eseaux Bay´esiens peuvent ˆetre facilement
com-bin´ees. Dans ce but, nous proposons de les lier `a un noeud discret de d´ecision.
En d’autres termes, en se basant sur la r`egle de Bayes on vient fusionner les
dif-f´erentes probabilit´es obtenues par chaque m´ethode ou leurs discr´etisation (e.g.
en les comparant `a des seuils ou limites de contrˆoles) Nous pouvons constater
la facilit´e de la manoeuvre ´etant donn´e le fait que les m´ethodes associ´ees sont
de mˆeme nature. De plus, un r´eseau Bay´esien est un outil naturel de fusion.
Le cadre propos´e peut ˆetre vu comme un r´eseau Bay´esien hi´erarchique
`
a deux couches. Chaque couche est caract´eris´ee par des entr´ees et sorties.
Les sorties de la premi`ere couche sont les entr´ees de la seconde. Une couche
correspond `a un ou plusieurs r´eseaux Bay´esiens dans lequel on fera l’inf´erence.
En d’autres termes, dans notre cadre nous sommes amen´es `a faire de l’inf´erence
en deux temps :
— premi`ere inf´erence : entr´ees (observations), sorties (probabilit´es a
pos-teriori de chaque classe donn´ees par chaque m´ethode ou leurs
transfor-m´ees).
— seconde inf´erence : entr´ees (probabilit´es a posteriori de chaque classe ou
leurs transform´ees (la comparaison des probabilit´es a posteriori `a des
seuils), sorties (probabilit´es a posteriori de chaque classe).
Il est ´evident que la premi`ere inf´erence est ´etablie dans chaque r´eseau Bay´
e-sien correspondant `a une m´ethode de diagnostic donn´ee. La seconde inf´erence
peut ˆetre faite dans un r´eseau Bay´esien na¨ıf o`u les noeuds discrets observ´es
sont suppos´es ˆetre ind´ependants ´etant donn´e le noeud de d´ecision (le noeud
ra-cine discret). Nous proposons ainsi de fusionner les d´ecisions d’un nombre bde
m´ethodes sous un r´eseau Bay´esien classifieur compos´e uniquement de noeuds
Dans le document
Contributions à la détection et au diagnostic de fautes dans les systèmes par réseaux Bayésiens
(Page 152-155)