Материал: Многоцикловая усталость при переменных амплитудах нагружения

Внимание! Если размещение файла нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам


Рис.		86.		Расчетные и
экспериментальные							дол
говечности				и кривые ус
талости				для		сплава
Д16АТ по параметру ве
роятности				Р	=	0,01:
1 — линия				регрессии;			2 —
долговечность, соответствую
щая	вероятности					разруш е
ния	Р =		0,01,		определенная
по	результатам					испытаний
при случайном					нагруж ении;
з — расчетная долговечность
по гипотезе Нортона — Д ола-
па,	соответствую щ ая						веро
ятности			разруш ения				Р =
= 0,5;		4 —		расчетная долго
вечность			по		гипотезе		Н ор
тела — Д ол ан а, соответству
ю щ ая		вероятности разруш е-
долговечности,					соответствую -
необходимо более детально воспроизвести	спектр				случайных

нагрузок в области перегрузок, что не удалось сделать в рам ках применяемой методики резонансного возбуждения цик лических пагрузок.

	Рассмотрим результаты прогнозирования долговечнос
ти,	соответствующей вероятностям разрушения,		отличаю
щимся от Р = 0,5. Выбрано значение		Р — 0,01	как	наибо
лее	часто применяемое и вместе с тем	не настолько		малое,

чтобы сопоставление расчета и эксперимента не имело смыс ла при использованных объемах выборки и в предположе нии логнормального распределения долговечностей. Кри вые усталости по параметру вероятности разрушения по

строены по		данным испытаний при случайном нагружении
с помощью формулы [161]
		N P{o) =	10lgmo™)+ups'e		(4.57)
где	lg N (crCK) — линия		регрессии, полученная по данным
испытаний		при случайном		нагружении;	%лг— оцепка
CKO	lg N,	полученная	при	регрессионном	анализе; up—

квантиль нормального распределения.

Результаты расчетов показаны на рис. 86 (сплав Д16АТ). Прогнозирование долговечности по параметру вероят ности разрушения производилось с помощью гипотезы Кор-

тена — Долана в форме кваитильного	суммирования —
см. формулу (3.56), которую можно записать так:
NP= Np(yaCn) Yd/# («*),	(4.58)

где N p (а) — кривая усталости при гармоническом нагру

жении, соответствующая вероятности разрушения Р. Квантильпые кривые усталости Np (а) оценивались по формуле,

аналогичной		(4.57):
		Л'р (о) = 10,в "w+upsis W			(4-59)
где	s I3N — оценка GKO		lg N ,	полученная при регрессион
ном	анализед				Р — 0,01 и
Расчеты		по формуле	(4.59)	проведены при

сопоставление этих расчетов и расчетов по формуле (4.57) представлено па рис. 86. Как видно из рисунка, соответ ствие расчетов и экспериментов следует призпать удовлет ворительным. В некоторых случаях прогнозируемая дол говечность оказывается завышенной по сравнению с экс периментальной.

Точно так же, как и при сопоставлении расчета и экс

перимента при Р = 0,5, указанное расхождение может быть
обусловлено случайным	характером сопоставляемых оце
нок долговечностей. Из-за	ограниченного числа выборочных


данных, используемых при				построении оценок квантиль-
пых кривых		усталости при		регулярном нагружении и со
ответственно		оценок	долговечности			при	случайном	нагру
жении	по формуле		Кортена		Долана,		указанные	оценки
имеют	случайный		характер.		Для	учета ограниченности

выборки, применяемой для расчетов по формуле (4.58), необходимо применить аппарат толерантных пределов [2], используя в формулах (4.58) и (4.59) вместо квантиля ир коэффициент tpQi

N Pfi =	К)'8 Nlvt,CK>+!p'eIlg V	/Я (**)■	(4.6°)
Смысл оценки	N р,е следующий:	1 — 0 —• доля	тех вы

борок результатов испытаний при регулярном нагружении, использование которых при расчете предела ЛГр.е гаран тирует получение консервативной оценки истинного кван тиля, соответствующего вероятности разрушения Р,

Коэффициент ip,® рассчитывается по формуле

ip,в = Up -{- UQ X

где Ир, и® — квантили нормального распределения; s{- N^ a^ )

GKO	оценки	lg N (уоск), определяемое по		формуле (2.82);
sig Щуоск) — CKO lgtf.
Распеты		по формулам	(4.59) — (4.61)	проведены	для
Р =	0,01 и	коэффициентов	доверия 1 — 0,	равных	0,9 и

0,99. Результаты показаны па рис. 86. Анализ рисунка показывает, что учет ограниченности выборки испытанных при регулярном нагружении образцов является существен

ным,	причем в	связи с резким возрастанием s ^ Niva к)
при	увеличении	стск толерантные границы находятся суще

ственно левее оценок по формуле (4.59). Взаимпое распо ложение толерантных пределов и эмпирических долговеч


ностей, соответствующих		вероятности		разрушения		Р =
= 0,01, таково, что можно			сделать вывод о допустимости
применения квантильного		суммирования		по	гипотезе Кор-
тена — Долана	(4.58) для		прогнозирования		долговечности
по параметру	вероятности.		При больших		значениях	сгс„

применение формулы (4.58) связано с возможными погреш ностями из-за роста N(ycci\[» что обусловлено низкой до

стоверностью определения медианной кривой усталости в области напряжений уаСц, выходящих за диапазон а, при которых проведены усталостные испытания при регуляр ном нагружении. Повышение достоверности формулы (4.58) может быть достигнуто путем такого выбора диапазона уров ней нагрузки при обычных усталостных испытаниях, чтобы точность построения кривой усталости по параметру ве роятности разрушения была достаточной на уровнях уоск.


4.	А в т о м а т и ч е с к о е				управление вибрационными		испытаниями.— М .:
	Эиергия,			1978.— 112		с.
2.	А й в а з я н		С . А . Статистические исследования				зависимостей.— М.
3.	Металлургия, 1968.— 230 с.
	А л ф у т о в Н . А .				Основы расчета на устойчивость упругих си
4.	стем.— М. : Машиностроение, 1978.— 312 с.
	А п д р е й к и о			А .	Е . Пространственные задачи теории трещин.—
	Киев : Наук, думка, 1982.— 346 с.
5.	Б а л а ш о в		В . Ф . ,		К о зл о в Л . А . Критерии сопротивления				усталости
	при	нестационарной				нагруженпости.— Пробл.		прочности, 1979,
	№ 1,	с.	1 9 -2 6 .
6.	Б а н д и н		О . А . ,		Г усе н ко в А . П Ш а р ш у к о в Г . Б .			Основы метода
	оценки усталостного и квазистатического малоциклового поврежде
	ния конструкций с использованием тензорезисторов.— Машино
7.	ведение, 1977, № 5, с. 94—100.								и спек
	Б е н д а т		Д ж . , П и р с о л			А . Применения корреляционного

трального анализа.— М. : Мир, 1983.— 312 с.

8.Б и р г е р И . А . Вероятность разрушения, запасы прочности и диаг

ностика.— В кн. : Проблемы механики твердого деформирован

ного тела. Л. : Судостроение, 1970, с. 71—82.

9. Б и р г е р И . А . Детерминированные и статистические модели сумми

рования повреждений.— Пробл. прочности, 1978, № 11, с. 3 —11.

10.Б ла го ве щ е н ски й 1 0 . Н . Анализ некоторых моделей накопления

усталостных повреждений с единой точки зрения.— Завод, лаб., 1972, № 3, с. 311—318.

11.Б о й к о В . И . О выборе материала, конструкции и технологии из

готовления датчика		усталостного повреждения.— Там же,	1981,
№ 1, с. 79—82.
12. Б о й к о В . И . , К о в а л ь		Ю . И . Анализ неразрушающих методов оцен
ки усталостного	повреждения металлов.— Кпев, 1982.— 36		с .—
(Препринт/АН	УССР, Ин-т пробл. прочности).

13. Б о й ц о в			А . М . Определение усталостной долговечности конструк
	ционных			материалов при программном нагружении : Автореф.
	дис. ... канд. техн. наук.— Рига, 1974.— 31 с.
14.	Б о л о т и н			В .	В . Статистические методы		в строительной	механи-
15.	ке.— М. : Стройиздат, 1965.— 279 с.
	Б о л о т и н			В . В .		Применение методов теории вероятностей и теории
	надежности				в	расчетах сооружений.— М. : Стройиздат,		1971.—
16.	255	с.		В . В . О прогнозировании надежности и долговечности
	Б о л о т и н
17.	машин.— Машиноведение, 1977, № 5, с. 86—93.
	Б о л о т и н			В .	В .	Случайные колебания упругих систем.— М. : На
	ука,	1979.— 336 с.
18.	Б о л о т и н			В . В . Стохастические модели разрушения: проверка гипо
	тез	и	оценка			параметров.— Механика	композит, материалов,
	1979, №			2, с. 2 4 0 -2 4 7 .
19.	Б о л о т и н			В .	В , ,	Е р м о л е н к о А . Ф . Исследование моделей накопле-

	нпя	усталостных	повреждоний.— Расчеты		на прочность, 1979,
20.	вып. 20, с. 3—29.				М . Н . О распределении
	Б о л о т и н В . В Е р м о л е н к о А . Ф . , С и п я щ е к
	долговечности прп случайных циклических нагрузках. — Машино
	ведение, 1979, № 3, с. 46—52.
21.	Б о л о т и н В . В . О безопасных размерах трещин при случайном на
	гружении.— Изо. АН СССР. Сер. Механика твердого тела, 1980,
22.	№ 1, с. 124—130.			К теории датчиков поврежде
	Б о л о т и н В . В . , Н а б о й щ и к о в С. М .
	ния	и счетчиков	ресурса.— Расчеты	на прочность, 4983, вып. 24,

с. 79—94.

23.Б о р и с о в С. П . и др. Об одном подходе к оценке надежности кон

структивных элементов.— В кп.: Динамическая выносливость и надежность авиационных конструкций и систем. М. : МИИГА, 1979, с. 5 7 - 6 4 .

<24л Б р о е к	Д .	Основы механики разрушения : Пер. с англ.— М. :
Высш.	шк.,	1980.— 368 с.

25.Б у г л о в Е . Г . Испытания на усталость и оценка эксплуатационной

долговечности автомобильных полуосей.— В кп.: Механическая


	усталость в статистическом аспекте. М. : Наука, с. 97—111.
26.	Б ы к о в В .	В .	Цифровое моделирование				в статистической радиотех
27.	нике.— М. : Сов.			радио,	1971.— 328		с.		уста
	В а н д ы ш е в	В .	П .	Статистические		параметры сопротивления
	лости сталей 45 u 40Х при пиковых перегрузках.— В кн.: Меха
	ническая усталость в статистическом аспекте. М. : Наука, с. 112.
28.	В а с и н ю к	И . М - ,		Х а м а з а	Л . А .	О критериальной		оценке	уста
	лостной	прочности металлов.— Пробл. прочности,						1973,	№ 4,

с.75—77. -

29.	В а с и н ю к		И . М . ,	С и т н я н с к и й Н . А . К вопросу описания частотной
30.	зависимости усталости металлов.— Там же, 1978, Яг 2, с. 32—35.
	В а с и н ю к		И . М .	О повреждении материалов при стационарном и
31.	программном нагружениях.— Там же, Яг 6, с. 49—52.
	В а с и н ю к		И . М . ,	К р у к В . 3 . , Влияние рассеяния энергии па уста
	лостную долговечность конструкции при случайных колебаниях.—
32.	Там	же,	1979, Яг 11, с. 77—79.		В . А . Циклическая проч
	В а с и н ю к		И . М , ,	К р у к Б . 3 . , К у з ь м е н к о
	ность	элементов		конструкций при	случайных колебаниях.—
	В кн.: Проблемы оптимизации и надежности в строительной
	механике : Тез. докл. М. : Стройиздат, 1979, с. 37—39.

33.В а с и н ю к И . М . , К р у к Б . 3 . Установка для испытаний на усталость

при программном нагружении.— В кн.: Прочность материалов й элементов конструкций при звуковых и ультразвуковых частотах

нагружения. Киев : Наук, думка, 1980, с. 420—425.
34. В а с и н ю к	И . М К р у к	Б . 3 . Методика исследования выносливости
листовых	материалов	при случайном	циклическом нагруже
нии.— В	кн.: Прочность материалов и		элементов конструкций


	при звуковых и				ультразвуковых	частотах		нагружения:		Тез.
35.	докл.	Киев : Наук, думка, 1981, с.				81.	и анализ		их результа
	В е й б у л л		В .	Усталостные испытания
36.	тов.— М. : Машгиз, 1964.— 276 с.								линейных	си
	В и б р а ц и и		в технике: Справочник. Т.1. Колебания
	стем.— М. : Машиностроение, 1978.— 352 с.
37.	В и р ш и н г		Е . ,	Х а у г е н Т . Общая статистическая модель случайной
	усталости.— Тр.				Амер. о-ва инженеров-механиков. Сер. Д ,					Те-
	орет. основы инж. расчетов, 1974, 96, Яг 1, с. 41—48.
38.	В и ш н я к о в		Н . А Г р и н г а у з Г . Д . , Р у д з е й				Г . Ф . О	влиянии переры
	вов на	выносливость дюралюминиевых образцов с							надрезом	при

Смотрите также:


«ДОХОДЫ, РАСХОДЫ И ПРИБЫЛЬ КОММЕРЧЕСКОГО БАНКА.»
«ДОХОДЫ, РАСХОДЫ И ПРИБЫЛЬ КОММЕРЧЕСКОГО БАНКА.»
Значение, сущность и содержание социально — педагогической деятельности в организации для детей-сирот и детей, оставшихся без попечения родителей
__RGR2
__RGR2
_11_А. Франс для эл версии
_индив анализ данных
- Интерфейс 485 и оптопорт 11
!!!Вопросы_Философские проблемы техники