Методы и средства диагностики несущей способности изделий из компози

мирующего материала изменяется от изделия к изделию. Поэтому для увеличения точности диагностики прочности оболочек СТН представля­ ется перспективной разработка методов неразрушающего определения изменчивости этой характеристики в натурных изделиях.

СП И С О К Л И Т Е Р А Т У Р Ы

1.Латишенко В. А. Диагностика жесткости и прочности материалов. Рига, Зинатне, 1968. 320 с.

2.Сандалов А. В. Комплексная диагностика физико-механических свойств стеклотек­

столитовых оболочек. Дне. на сонск. учен, степени канд. техн. наук. Рига, 1979.

167с.

3.Абрамчук С. С. Диагностика упругих характеристик и параметров гетероструктуры цилиндрических оболочек из армированных пластиков. Дис. на соиск. учен, степени канд. техн. наук. Рига, 1980. 129 с.

УДК 673.5.06:536.65 + 539.382

Ю. М. Молчанов, А. И. Колесов

ДИАГНОСТИКА РАЗРУШЕНИЯ КАЛОРИМЕТРИЧЕСКИМ МЕТОДОМ

Большинство теорий прочности и разрушения материалов базируется на установлении предельного значения некоторого параметра (крите­ рия), при достижении которого в процессе нагружения происходит раз­ рушение. В свое время большую популярность в качестве критериев разрушения имели энергетические параметры, в последние же годы все большее внимание уделяется термодинамическим критериям разруше­ ния [1—4].

Проверку некоторых критериев прочности позволяет произвести ме­ тод деформационной калориметрии [5]. заключающийся в измерении в изотермических условиях величины теплового эффекта, сопровождаю­ щего деформацию и разрушение образца. Одновременная регистрация нагрузки и деформации позволяет определить величину затраченной ме­ ханической работы и, следовательно, с учетом величины теплового эф­ фекта — изменение внутренней энергии образца. В качестве объектов исследования были выбраны образцы из стеклотекстолита, органопла­ стика с различным содержанием органоволокна на основе связующего ЭДТ-10 и органоволокно.

Проведенные эксперименты показали, что величина затраченной до разрушения работы, изменение энтропии и внутренней энергии не явля­ ются константами для испытываемых материалов. Коэффициенты ва­ риации линейного отклонения для изучаемых параметров, даже для об­ разцов, изготовленных по одинаковой технологии и испытанных при оди­ наковых условиях, превышают 50%.

Статистическая обработка результатов испытания образцов из стек­ лотекстолита показала, что наиболее четко взаимосвязь между величи­

между величиной разрушающего напряжения и термодинамическими параметрами, независимо от температуры испытания, выражает уравне­ ние регрессии:

где AQP — величина теплового эффекта на момент разрушения; Т — аб­ солютная температура. Значения коэффициентов В ь В% и В3 в зависи­ мости от процентного содержания наполнителя и соответствующие коэф­ фициенты корреляции приведены в табл. 1. Уравнения регрессии полу­ чены статистической обработкой результатов испытаний серий по 15—25 образцов.

Таким образом, проведенные исследования показали, что для стекло­ текстолита характерна зависимость разрушающего напряжения, выра­ женная уравнением (1), а для однонаправленных органопластиков — уравнением (2). Указанные энергетические и термодинамические крите­ рии прочности для изученных материалов не давали удовлетворитель­ ной сходимости с экспериментом.

С учетом изложенного были проведены испытания образцов стекло­ текстолита при пробном нагружении до различных уровней. В ходе ис­ пытаний измерялись затраченная в цикле работа, суммарный тепловой эффект и изменение внутренней энергии. Затем образцы испытывались на прочность при растяжении. Анализ полученных данных показал, что между величиной разрушающего напряжения и изменением внутренней энергии в цикле нагрузка—разгрузка для образцов существует тесная корреляционная зависимость вида

1п 0 р = С\ + СгД^ц,

где Д£УЦ— изменение внутренней энергии за цикл нагрузка—разгрузка; С| и С2 — эмпирические константы.

Зависимости величины разрушающего напряжения от накопленной внутренней энергии в цикле нагрузка—разгрузка при температуре 293 К приведены на рис. 2. Для уровня нагружения 0,3ар уравнение регрессии имеет вид

In ар=4,1 —4840Д£/Ц,

Fp физико-механических свойств материала в изделии и его несущей способности, относящихся к числу важнейших показателей качества та­ ких изделий. Этот подход был использован в [1] применительно к кон­ кретным изделиям. Однако, если ввести более общие, чем в [1], крите­ рии и оценки, представляется возможным распространить его и на дру­ гие изделия.

Предположим, что для диагностики комплекса Fp изделий, изготав­ ливаемых в конкретных условиях производства, разработаны соответст­ вующие методы, предусматривающие определение значений Fp по зави­ симостям, полученным в ходе предварительных исследований:

где Ri — характеристики, контролируемые неразрушающими физиче­ скими или «полуразрушающими» методами; Tj — параметры, опреде­ ляемые в ходе технологического контроля.

Пусть точность диагностирования Fp характеризуется значимыми (при выбранном уровне значимости р) коэффициентами г Fp линейной

корреляции между экспериментальными и диагностированными значе­ ниями Fp и соответствующими наибольшими вероятными относитель­ ными ошибками [ДЕр] при уровне значимости р. Пусть изделия изго­ тавливаются партиями, надежно осуществляется отбраковка изделий методами дефектоскопии, проводятся выборочные (от партии) разруша­ ющие испытания изделий и (при необходимости) образцов — свидетелей материала, случайная изменчивость технологических параметров Тг и Fp описывается нормальным законом распределения.

Использование методов диагностики Fp требует проверки и обеспече­ ния достоверности поступающей в результате диагностирования инфор­ мации И - Для выполнения этого требования необходимо обеспечить, чтобы удовлетворительной была точность диагностики и стабильной — технология изготовления изделий, т. е. необходимо, чтобы существенно не отличались экспериментальные и диагностированные значения Fp и чтобы условия производства изделий существенно не менялись со вре­ менем и по сравнению с периодом, когда методы диагностики Fp разра­ батывались.

Точность диагностики Fp можно оценить, проверяя выполнение условия:

где F p(h) — диагностированные значения Fp для образцов — свидете­

лей материала и натурных изделий, выбранных из партии для контроль­ ных разрушающих испытаний; F*py{) — значения Fp, полученные по ре­ зультатам разрушающих испытаний указанных образцов и изделий.

Однако проверки выполнения условия (1) достаточно при ДР,р(;()<С <С[Д*-;, ], где AF*p(,0 — относительная ошибка определения значения Fp разрушающим методом. Если А*-» и [ДГр ] соизмеримы, то точность диагностики следует проверять иначе (например, сопоставлением /7р(Ь)д

и F*p{l;) методом сравнения по независимым выборкам двух средних ге­ неральных совокупностей, дисперсии которых известны И ) .

Для оценки стабильности технологии проверяют точность определе­ ния контролируемых показателей [3], но, чтобы снизить вероятность сшибки при диагностике, целесообразно обеспечить варьирование Fp и Тг во вновь получаемых выборках в тех же пределах, что и в выборках (в дальнейшем — первичные выборки), полученных в период разработки методов диагностики Fp. В связи с этим проверку точности определения контролируемых показателей при оценке стабильности технологии целе­ сообразно дополнить проверкой однородности значений Fp и Тг вновь изготавливаемых изделий с первичными выборками.

Если принять в качестве контролируемого показателя при оценке стабильности технологии среднее для партии значение Xh = Fp или Тг, то о точности определения Хк контролируемой партии можно судить по результатам сопоставления дисперсии D(Xh) с соответствующими дис­ персиями [D(FP)] или [D(Tr)] первичных выборок. При незначимом различии сравниваемых дисперсий точность определения показателей будет, как следует из [3], подтвержденной. Если подтвердится точность определения всех Хи, то технологию изготовления можно считать ста­ бильной.

Оценить однородность значений А'/{, полученных в результате кон­ троля, с выборкой значений Хи, полученных ранее, при объеме выборки N>25 можно [4], проверяя условие попадания контролируемого значе­ ния Xh = Fp, Тг в интервал А= [A ]±/[S(A )], где [А] — среднее значение для первичной выборки; [5(A)] — соответствующее среднеквадратиче­ ское отклонение; I — аргумент функции Лапласа Ф(/) =0,5(1 —р); р — уровень значимости. При N<25 значение Хи однородно с имеющейся выборкой, если выполняется условие

*= |*а- [Л |/ [5 (* )]< [ты,]-

где [т,_р] — величины квантилей распределения максимальных откло­ нений (см. [4]).

При подтверждении применимости методов диагностики можно пе­ рейти к сортировке изделий, по результатам диагностирования Fp.

Изделие будет годным по показателю Fp, если

негодным, если

где [AF p] — «браковочное» значение показателя Fp, установленное тех­ ническими условиями на изготовление изделия.

При оценке изделий к негодным относят [3, 5] те из них, у которых хотя бы один контролируемый показатель не соответствует установлен­ ным нормам. Поэтому, если хотя бы для одного показателя выполня­ ется (3), изделие должно быть отнесено к негодным. Если хотя бы для одного Рр выполняется (4), то изделие целесообразно считать сомни­ тельным.

3. Изделия сортируются на годные, негодные и сомнительные и оп­ ределяется вероятность годности каждого изделия.

Назовем этот метод методом комплексированной диагностики (МКД). Использование МКД обеспечивает осуществление сплошного контроля качества по Fp и повышение надежности изделий. Возникает возмож­ ность выявить момент существенного изменения показателей, характери­ зующих изменчивость Fp, и тем самым своевременно корректировать ме­ тоды диагностики Fp. Как следует из [1], на основе МКД процессоценки качества изделий по результатам диагностики Fp можно авто­ матизировать:

Отметим специфическую с точки зрения контроля качеств*а выпускае­ мой продукции особенность МКД. Она заключается в том, что МКД. предполагает при контроле каждой партии изделий объединение двух предписываемых ГОСТ 15001—73 видов работ: приемо-сдаточных и пе­ риодических испытаний. Эта особенность, обусловленная необходимо­ стью подтверждать для каждой партии изделий изменчивость методов диагностики, позволяет повысить, по сравнению с традиционной систе­ мой контроля качества, полноту и оперативность оценки стабильности технологии.

С рассмотренными проблемами неразрывно связана оценка эффек­ тивности использования методов диагностики. Рассмотрим некоторые аспекты этой проблемы.

Об экономическом эффекте использования методов диагностики можно судить, очевидно, по результатам соотношений стоимости произ­ водства и контроля изделий без использования и с использованием этих методов. Для расчета экономического эффекта достаточно воспользо­ ваться методиками, применяемыми в случае внедрения новой техники и технологии. Однако осуществление такого расчета требует знания соот­ ветствующих статей расходов и факторов, обусловливающих снижение или повышение этих расходов.

Расходы, связанные с диагностикой, можно разделить на 4 группы: РФ — расходы на разработку методов диагностики; РФ, РФ, РФ — рас­ ходы на «привязку» этих методов к конкретному производству, их экс­ плуатацию и уточнение. О том, на что должны идти расходы РФ, можносудить по исследованиям, связанным с разработкой методов диагностики (см., например, [1, 2, 6]).

Уточнение методов диагностики, необходимость в котором может возникнуть при их эксплуатации, практически предполагает проведение работ, аналогичных тем, которые предусмотрены при разработке мето­ дов. Поэтому статьи расходов РФ сходны со статьями расходов РФ. Очевидно, что чем более трудоемки и материалоемки уточнения методов, диагностики, тем ниже эффективность диагностики. Расходы РФ также очевидны — это расходы по подготовке и оплате труда специальных операторов, по эксплуатации соответствующей аппаратуры и т. д.

Для выяснения статей расходов РФ рассмотрим, в чем должна за­ ключаться «привязка», т. е. включение методов диагностики .в систему контроля качества изделий.

Методы диагностики обычно разрабатываются применительно к кон­ кретным материалам и изделиям, причем для этих целей довольно редко применяются только натурные объекты (материалы, изделия). Чаще

используются (наряду с натурными материалами и изделиями) модель­ ные образцы. Это делает необходимой оценку пригодности разработан­ ных методов диагностики в производственных условиях и соответствую­ щую отладку средств диагностики. Необходимость в таких же работах возникает и при использовании методов диагностики, разработанных применительно к одному объекту и одним условиям производства, при контроле качества других объектов и в других условиях производства.

Для решения вопроса о пригодности разработанных методов диагно­ стики в производственных условиях следует выяснить, насколько ста­ бильна технология изготовления изделий в этих условиях и обеспечи­ вают ли последние точность диагностики и надежную оценку качества изделий по результатам диагностирования.

О стабильности технологии изготовления изделий, как и при оценке качества изделий согласно изложенным соображениям, естественно су­ дить по точности определения средних для партии значений контроли­ руемых показателей X = FP, TV (Fp — характеристики физико-механиче­ ских свойств материала и несущей способности изделий; Тт— техноло­ гические параметры). Эту проверку можно осуществить следующим образом. По имеющимся выборкам значений Тг, полученным в производ­ ственных условиях за возможно больший период времени, определяются средние Тт и соответствующие дисперсии D(Tm) для каждой из обсле­ дованных за этот период партий. Все значения Fp, полученные за рас­ сматриваемый период разрушающими методами, группируются в вы­ борки объемом, равным объему N партии изделий, и для этих выборок рассчитываются значения средних Fpn и дисперсий D{Fpu). По аналогии с МКД оценивается точность определения Fpn и Тгп, и на основе этой проверки делается вывод о стабильности технологии.

Для оценки точности диагностики в производственных условиях пред­ ставляется достаточной .следующая проверка. Изготавливается по мень­ шей мере одна контрольная партия изделий объемом, который обеспе­ чивал бы получение достоверных средних значений Fv и Тг. Все изделия этой партии проходят необходимые виды технологического конт­ роля, неразрушающих и .«полуразрушающих» испытаний; диагностиру­ ются Fp. После этого все изделия подвергаются разрушающим испыта­ ниям и согласно. МКД оцениваются точность диагностики и стабиль­ ность технологии. Удовлетворительные результаты этой оценки будут •свидетельствовать о приемлемости методов диагностики в производст­ венных условиях. При отрицательных результатах проверки точности диагностики (для одного или нескольких изделий) следует выяснить причины получения таких результатов и, при необходимости, принять меры по уточнению методов диагностики и стабилизации изготовления изделий. Учтя работы по «привязке», можно составить соответствующую калькуляцию расходов Р(2).

Рассмотрим факторы, способствующие достижению экономического эффекта от внедрения методов диагностики: 1) расширение области при­ менения этих методов; 2) экономия материала и средств, связанных с производством и контролем качества изделий, и др.

Действие первого из факторов связано с увеличением числа пред­ приятий, где внедряются методы, разработанные применительно к дру­

гим условиям производства, а также расширением номенклатуры изде­ лий, при контроле которых эти методы используются.

Экономии материала и средств можно достичь, например, за счет совершенствования структуры материала на основе данных диагно­ стики [6]. Еще один путь достижения такой экономии — более обосно­ ванное назначение объема партии изделий. Если удается показать, чтоиспользование методов диагностики позволяет увеличить объем партии изделий, то это означает, что можно сократить число изделий и образ- цов-свидетелей материала, которые идут на выборочные (от партии) разрушающие испытания.

Рассмотрим возможности совершенствования методик назначения объема партии изделий при условии использования метода комплексированной диагностики. Как следует из изложенного, при наличии инфор­ мации о значениях Fp и Ттвсех изделий можно оценить точность опре­ деления средних значений для партии Xh = Fp, Тг и однородность этих значений с выборками, полученными в период создания методов диагно­ стики. Формально такая оценка стабильности технологии возможна при любом объеме N партии изделий, но она наиболее надежна, если Хк оп­ ределяются по результатам такого количества испытаний, которое обес­ печивает получение достоверных средних значений. Поэтому право­ мерно следующее определение партии изделий: «совокупность N изго­ товленных последовательно (одно за другим) изделий называется партией, если по результатам контроля всех Fp и Ттдля каждого из этих изделий можно с заданной точностью и достоверностью судить о сред­ них Xk= Fp, 7>.

Для определения N в соответствии с таким подходом можно восполь­ зоваться, например, методикой определения достоверного среднего зна­ чения, изложенной в [7].

Если известны коэффициенты вариации w(X) для выборок значений показателей X = FP, Тг, полученных в период разработки меторов диаг­ ностики, и относительные ошибки £ определения Fp и Тг при заданном уровне значимости (5, то по номограммам, представленным в [7] , нахо­ дятся объемы NX= N F P, N Tr выборок, которые обеспечивают получение

достоверных средних Хи- Наибольшее из значений NX = N{ обеспечивает достоверность всех средних, поэтому его можно принять в качестве ми­ нимального объема партии. Уменьшение N\ нецелесообразно, так как приведет к снижению достоверности оценки стабильности технологии изготовления изделий. На основе изложенного подхода [1], например, удалось увеличить объем партии вдвое и получить существенный эконо­ мический эффект.

Не менее важной (а в ряде случаев и более важной), чем экономи­ ческая эффективность, является техническая эффективность использо­ вания методов диагностики. Основной фактор этой эффективности — повышение надежности контроля качества изделий по показателям Fp и, следовательно, надежности изделий. Действительно, диагностика поз­ воляет с определенной вероятностью определить Fp каждого изготовлен­ ного изделия, в отличие от традиционных методов контроля, которые такой возможности не дают. Вероятность получения правильной оценки тем выше, чем точнее методы диагностики.