книги / Сопротивление усталости и живучесть конструкций при случайных нагрузках
..pdfОтсюда следует, что для высокого уровня воздействий, когда вероятностями двойного, тройного и большего числа превышений можно пренебречь,
Р(х, 0 = |
1 при |
x < x 0(ty, |
п(х, t) |
(9.14) |
|
|
при * > *0 (t), |
где х0 (/) — корень уравнения п (х, t) = 1.
Для функции распределения абсолютного максимума получаем
следующую оценку: |
|
|
|
|
|
|
F*(x. 0 = |
0 при х < * 0; |
|
|
(9.15) |
||
1 — п (х, |
t) при |
х |
х0. |
|||
|
|
Так как для рассматриваемого потока воздействий средняя частота превышений уменьшается при увеличении уровня в со ответствии с функцией распределения интенсивности воздей ствий, то для функции распределения абсолютного максимума можно записать следующее соотношение:
|
0 при х < . х 0\ |
|
F*(x, |
t) = |
(9.16) |
|
1 |
--------- р { 1 — F(*)) при х > х 0> |
где I — средний |
интервал |
времени между нагружениями. |
Другой путь упрощения вычислений функции распределения абсолютного максимума процесса нагружения заключается в за мене случайной величины п в формуле (9.1) на ее среднее зна чение:
Я(0 = Ъ kP(k, |
t ) = £ k (<М 0- |
Ф*+1 (01 = I!Ф *(0- (9.17) |
*=о |
*=о |
к=0 |
Проведя преобразование Лапласа соотношения (9.17), получаем
1Ж0. «Г - - г ° - , ц1’ф?(,я • (9Л8)
Пусть, например, ф (0 — Р ехр (—р0- Тогда ф* (t) = р/(р + s), {п* (0, s) = p/s2; п = pt = t/I. Точность использования оценки п ~ п в соотношении (9.1) можно оценить дисперсией числа на гружений
о2п = п (п + 1) — п — (пf , |
(9.19) |
где
п (п + 1)= % k ( k + l ) P ( k ) =
*=о |
|
|
= I! k (k + 1) (ФА(О - ФА+1 (0} “ 2 S |
(0- |
(9.20) |
k—0 |
|
|
72
В форме преобразований по Лапласу получим
{ n (n + l), s)'= -§ -S fo p * (s) = 5 k=\
2ф* (s)
(9.21)
( S ) } a
Для получения асимптотических оценок величин п и ап при больших значениях времени нагружения t заметим, что свойства функции ф (/) при t -*■ оо определяются свойствами ее преобра зования по Лапласу ф* (s) при s -+■0.
Представим функцию ф* (s) в окрестности s = 0 в виде ряда Тейлора. Имеем
Ф* (s) = ф ’ (0) + |
s [ф* (s)K=o + |
-jf [ф* (s)]'i=o + • • • |
|
Так как ф* (0) = 1; |
[ф* («)]*=о = |
— ?; 1ф* (s)ls=o = |
(?2). то |
ф* (S) = |
1 _ si + 2-V (Р) Н----- |
(9.22) |
|
Подставив соотношение (9.22) в (9.18) и (9.21), получим |
|||
(»(<)■«)•«’ '7 , |
|
р -23» |
|
(n (n + 1), |
+ s a V i - s ‘ [^га_ + T (IF — т |
] } ’ |
|
|
|
|
(9.24) |
где о2 = {f) — (t)2 — дисперсия интервалов времени между на гружениями.
Вычисляя оригиналы по их преобразованиям Лапласа (9.23) и (9.24), получаем искомые асимптотические оценки для среднего числа нагружений и его дисперсии:
п (0 = Щ + 0,5 (P)/(f)2* t/l |
(9.25) |
|
D {л, t\ = оЫ(1)г + [ - ! - + |
- 4 ^ - ] » « W - |
(9.26) |
Из соотношений (9.25) и (9.26) следует, что коэффициент |
||
вариации числа нагружений за время t |
|
|
6П = |
б,/]/й, |
(9.27) |
где 6t — коэффициент вариации интервала времени между на гружениями.
При 6t -► 0 и t ->■оо имеем 8П 0.
Анализ процесса накопления повреждений. Процессы нагруже ния сопровождаются накоплением в элементах конструкций раз-
73
личных повреждений, что в конечном счете предопределяет их долговечность. Величина повреждения зависит не только от ин тенсивности нагружения, но и от качества (потенциальных воз можностей) материалов, из которых изготовлены сами элементы конструкций. Указанные повреждения будем трактовать только как усталостные, которые зависят от уровня напряжений и проч ностных характеристик материалов. Полученные результаты мо гут быть использованы и при анализе накопления повреждений других видов.
Пусть поток статистически независимых воздействий Xi со провождается накоплением повреждений v{ (см. рис. 9.1, б). Тогда накопленное повреждение к некоторому моменту вре мени t при условии, что к этому моменту произошло п нагру
жений, |
|
• Vt/n = t Vi, |
(9.28) |
i=i |
|
где v, — повреждение, вызванное нагрузкой х(.
Найдем вероятностные характеристики суммы повреждений, определяемой соотношением (9.28). Плотность распределения еди ничного повреждения обозначим через g (v), а его преобразова ние по Лапласу через *g (р).
Введем в рассмотрение плотность / (vt) распределения суммы повреждений за время t и ее преобразование по Лапласу */(/?). Если за время t произошло п нагружений, то условное распреде
ление величины vt/„ при условии, что п = г, определяется |
соот |
ношением |
(9.29) |
*l(p/n = r)={*g(p))r. |
Так как за время t могло произойти любое число нагружений, каждое с вероятностью Р (г), то безусловная функция распределе ния суммы повреждений (9.28) в форме преобразования по Лапласу будет определяться соотношением
*/(р ) = Е Р (Г)Г ^(Р)Г - |
(9.30) |
г=0 |
|
Используя в соотношении (9.30) формулу (9.6), получаем
*/(р) = 1 + 1! Фг (t)Vg(p) - 1] Г * (Р )Г '- |
(9.31) |
Г = 1 |
|
Представим соотношение (9.31) в форме преобразования по Ла пласу
Г ( Р . s) = 4 - ( l + Ё [ • * « - 1] х
<э -32)
74
В соотношении (9.32) использованы свойство суммы убываю щей геометрической прогрессии и формула (9.8).
Непосредственное использование соотношения (9.32) затруд нительно. Воспользуемся им лишь для вычисления моментов рас пределения суммы (9.28). Среднее накопленное повреждение в форме преобразования по Лапласу
{v<, s}* = — |
d*l*(р, s) |
vq>* (s) |
(9.33) |
|
dp |
p- 0 “ S[1 — Ф* (s+ |
|
где v — среднее значение повреждения за одно нагружение. Отсюда на основании соотношения (9.18) получим, что
V, = rtV. |
:ро: ; |
(9.34) |
Для определения второго момента распределения накопленного повреждения за время t имеем соотношение
f(va) |
s\* = * |
^p’ |
I |
____ _______ fCvaj — (v)2l 4- |
|
|
uv;. |
- |
dp2 |
,fp=0 |
S{1—<p*(s)}UV* i'VJI + |
|
|
|
|
■ ф* (s) + |
{ф* (s))a |
(V)2, |
(9.35) |
|
|
|
|
s{l —<P*(s)}a |
|
|
|
где (v2) — второй |
момент |
распределения повреждения за |
одно |
|||
нагружение. |
|
|
|
|
|
|
Дисперсия накопленного к моменту времени t повреждения
alt = rial + On(v)2, |
(9.36) |
где Я и On — среднее значение и дисперсия распределения числа нагружений за время t.
Аналогично могут быть вычислены и моменты более высокого порядка.
Можно показать, что распределение накопленного поврежде ния асимптотически нормально [121. Поэтому для наиболее важ ного для практики случая большого числа нагружений соотно шения (9.34) и (9.36) полностью решают поставленную задачу. Для этого случая, используя соотношения (9.25) и (9.26), получаем
V* = tv/l; |
(9.37) |
° W [ o 5 / f + (*)2«?/(i)8]. |
(9.38) |
Коэффициент вариации распределений накопленного к мо менту времени t повреждения
8V< = / 4 ( 6 ? + б2), |
(9.39) |
где 6t и 6V— коэффициенты вариации распределений интервалов времени между нагружениями и повреждений за одно нагруже ние. При t оо имеем vt -*■ оо, <rv< -*• оо, а 6Ч( -*■0.
75
Обратной к рассмотренной выше задаче является задача по
определению |
вероятностных |
характеристик времени Т (см. |
рис.* 9.1), при |
котором сумма |
повреждений достигает заданного |
уровня. Для определенности примем этот уровень равным еди нице, полагая, что при накоплении повреждения этого уровня произойдет разрушение конструкции. Определяемое таким обра
зом время называется расчетной долговечностью конструкции. |
|||||||||||||
При Т > t имеем |
v, |
< |
1. Обозначим через q (/, |
v) плотность |
|||||||||
распределения времени |
t |
при |
величине повреждения vt . Тогда |
||||||||||
|
|
|
|
00 |
|
|
|
Vf |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
\ q (t, |
v) d t= J/(v, |
t)dv, |
|
(9.40) |
|||||
где / (v, t) |
|
|
t |
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
— плотность распределения |
повреждения |
за время t. |
|||||||||||
Введем |
в |
рассмотрение преобразование |
Лапласа плотностей |
||||||||||
q (t, v) и l (v, |
t): *q (s, v), |
*<f |
(s, p), l* (v, s), |
*1* (p, s) и предста |
|||||||||
вим (9.40) |
также |
в форме |
преобразования по Лапласу: |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
vt |
|
|
|
|
|
|
|
|
-J-[1 — *я («. v)l = j /* (v, s)dv. |
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
Отсюда |
следует |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
v) |
|
vt |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
*q (s, |
|
s J /* (v, s) dv. |
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
о |
|
|
|
|
|
Применив еще раз преобразование Лапласа, получим |
|||||||||||||
|
|
|
|
V |
(s, |
р) = - у — - у |
П* (р, |
s). |
|
(9.41) |
|||
Используя |
в |
соотношении |
(9.41) |
равенство (9.32), получаем |
|||||||||
|
|
|
|
V (s . |
|
|
Ф* (») {1 — *g(p)) |
|
(9.42) |
||||
|
|
|
|
Р) = S {1 — *йг(р)ф*(5)} |
|
||||||||
Для |
примера |
рассмотрим случай, |
когда |
ф (t) |
= |
р ехр (—pf), |
|||||||
g (v) = |
к exp (—Ь ), |
ф* (s) = |
р/(р + |
s), |
*g (р) = |
к/(к + р). |
|||||||
Для |
этого случая формула (9.42) принимает следующий вид: |
||||||||||||
|
|
|
|
V |
(s, |
р) = |
р/(рр + sk + sp). |
|
|
||||
Обратное преобразование Лапласа по $ определяется соот |
|||||||||||||
ношением |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
»*('■ rt = 7 f x MP ( — г ¥ г ) = |
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
e - p t |
у |
xCTpm+ 1 tm |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
^ ( Р + ^Г+ 'm l- |
|
|
|
76
Величина %т+Ч(р + A,)m+1является преобразованием Лапласа выражения Km+ie~x/m\ Учитывая это, получаем
Я (Т, |
n |
. - p r - t y РВ + |П ” |
= pe-pT-V 0( / ^ ) , |
||
Ч — е |
£ |
(ml)* |
где q (Т, 1) — плотность распределения времени, при котором сумма накопленных повреждений достигнет единицы; /0 (х) — функция Бесселя мнимого аргумента порядка нуль.
В общем случае непосредственное использование формулы (9.42) связано с большими трудностями при вычислении. Но она позволяет относительно просто вычислить все моменты искомого распределения. Так, первые два момента в форме преобразования по Лапласу равны соответственно
* { Т , Р } = |
d*q*(p, s)| |
_ , f l |
, |
*g(p) |
) |
(9.43) |
|||
dp |
\ p = o ~ |
|
p |
i_ p[l-*g(p)]/’ |
|||||
|
|
||||||||
|
* { ( T % P) = |
|
d?*q* (p, s) | |
|
_ |
|
|
||
|
|
dfP |
|p=0 |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
||||
(p ) |
, (2 [?)» -ftftl)* g ( p ) |
, |
2 ( t ) 4 * g ( p ) ] i |
|
(9.44) |
||||
P |
p u - * g ( p ) ] |
^ |
P l l - * g ( P ) Y |
|
|
Аналогично могут быть записаны и другие моменты распреде ления искомой долговечности.
Используя в формуле (9.43) соотношение (9.18), записанное применительно к плотности распределения g (х), можно получить
f = ? [ l+ n (l)]» fft(l), |
(9.45) |
где п (1) — среднее число нагружений, при котором повреждение достигает предельного значения, равного единице.
Подставив в соотношение (9.45) значение п (1) из формулы
(9.34), найдем |
|
Т = ?/v. |
(9.46) |
Получим теперь асимптотическую оценку закона распределе ния долговечности при большом числе нагружений. При линей ном накоплении повреждений величину последнего можно пред ставить линейной функцией времени (рис. 9.2)
v = М, |
(9.47) |
где k — случайный параметр.
При большом числе нагружений величина повреждения v асимптотически нормальна. Поэтому параметр k также асимпто тически распределен по нормальному закону. Уровню поврежде
ний v = 1 соответствует долговечность Т = |
l/k. Отсюда следует, |
что распределение величины Т значительно |
отличается от нор- |
77
V
Рис. 9.2. Рассеяние повреждения при заданном времени нагружения (а) и рас* сеяние времени при заданном повреждении v = 1 (б)
мального. Плотйость распределения этой величины можно за писать в следующем виде:
(9.48)
где k и о* — срёднее значение и дисперсия величины k. Из соотношения (9.47) следует, что
|
k = v/?; |
Ok |
(7)» {a$ + (v)V/(7)2)- |
Таким образом, асимптотическое распределение долговечности не является нормальным, но полностью определяется двумя пер выми моментами интервалов времени между нагружениями и двумя первыми моментами повреждения за одно нагружение.
По распределению (9.48) определяем среднее значение и диспер сию асимптотического распределения долговечности:
|
Т да l/k = f/v; |
|
(9.49) |
|
o l « |
ol!{kf = (T)3 о2Л + ТоУ1. |
(9.50) |
||
Коэффициент вариации |
распределения |
долговечности |
||
|
6 ,= |
| / 4 ( б Г + б 5 . |
|
(9.51) |
Важно отметить, |
что тогда как при Т |
оо |
среднее значение |
и дисперсия распределения долговечности стремятся к бесконеч ности, коэффициент вариации этого распределения стремится к нулю.
Соотношения (9.49) и (9.50) могут быть также получены из следующих рассуждений. Долговечность есть сумма такого коли-
78
чества интервалов времени между нагружениями п (1), при кото ром накопленное повреждение достигнет предельного уровня:
п<1) |
(9.52) |
Т = £ |
|
<=i |
|
Среднее значениеэтой суммы определяется соотношением (9.49). Дисперсию долговечности вычислим как сумму дисперсий величины Т, получаемых при детерминированном значении числа циклов нагружения п (1) = п (1) и детерминированных значениях
интервалов времени |
между |
нагружениями tt = l ( i = \ , 2 ....... |
|||
п (1)): |
|
|
|
|
|
|
|
<х? = Я(1)о2, + |
(1)2огп11). |
(9.53) |
|
Дисперсия о£ (1) |
приближенно |
определяется |
по (9.26) при |
||
t = Т. |
Полагая, что за одно нагружение происходит исчерпание |
||||
ресурса |
величины t = Т (v), |
получим |
|
||
|
|
а? = |
ol (Г)2. |
(9.54) |
Подставляя значения полученных дисперсий в формулу (9.53), возвращаемся к соотношению (9.50).
§ 10. Случайные колебания
Математическое описание случайных колебаний. Рассмотрим непрерывные случайные процессы х (t), все значения которых статистически между собой связаны. Такие процессы называются случайными колебаниями. Указанная статистическая связь между значениями процесса описывается с помощью бесконечной после довательности моментных функций (рис. 10.1):
M Xx . . . x ( t l t ^2» • • • » tn) = {X (/l) X (^2) . . . X(tn))t |
(16*1) |
где знаком (...) показана операция вычисления среднего значе ния, а число п принимает все значения от 1 до оо.
Последовательность функций (10.1) характеризуется тем, что функции более высокого порядка (при увеличении числа п) не повторяют сведений, содержащихся в функциях более низкого порядка, а привносят новую дополнительную информацию о рас сматриваемом процессе. При п = 1 получаем среднее значение случайного процесса (х (t)), которое в дальнейшем (кроме тех случаев, где это будет указано особо) примем равным нулю. В этом случае моментная функция второго порядка определяет корре ляционную функцию случайного процесса х (t), которую обозна чим через Кх (*i, tt)-
79
” У У
x(tn)
t/)-1 Ь t
Рис. 10.1. Процесс случайных колебаний
Если процесс х (t) является стационарным, его корреляцион ная функция зависит только от интервала времени т = t2— tx. Для таких процессов
Kxih, U)=K{т)= (х (0) дс(т)>. (10.2)
Рис. 10.2. Случайные процессы х (t) и- корреляционные функции К (т) процесса:
а — медленно изменяющегося; б — бы стро изменяющегося
При увеличении интервала времени между значениями слу чайного процесса уменьшается корреляционная связь между ними, и при т оо получим К (т) 0. Уже по одному виду кор реляционной функции можно судить о некоторых свойствах опи санного ею случайного процесса. Так, на рис. 10.2 показаны две корреляционные функции, соответствующие относительно мед ленно изменяющемуся случайному процессу (а) и быстро изменяю щемуся процессу (б). Во втором случае затухание корреляционной связи между значениями процесса происходит более интенсивно,
чем в первом случае. При т = |
0 корреляционная функция опре |
||
деляет дисперсию случайного |
процесса |
D {*} — К (0) = s2, |
где |
s — среднее квадратическое отклонение |
рассматриваемого |
про |
цесса. Нормированная корреляционная функция определяется соотношением
р (т) = g+К (т). |
(10.3.) |
По аналогии с соотношением (10.2) определяются взаимные
корреляционные функции процессов хг (t) |
и х2 (t): |
К х ,х ж— <*i(0)*a(T)>. |
(Ю.4) |
В частности, если принять, что xt (t) = х (/), а хг (t) = х (t), получим взаимную корреляционную функцию между процессом х (t) и его первой производной i(t):
Kxi (т) = (х0х (т)> = -£?(х (0) х (т)) = К (т). |
(10.5) |
Взаимная корреляционная функция процесса х (t) и его вто рой производной
Кхх = (х (0) х (т)> = ^ < х (0) х (т)> = К (т).
80
Корреляционная функция первой производной от заданного процесса х (t)
Ка = (х (0) к (т)> = - ^ ( х (0) х (т)> = — |
(х (т) х (0)> = |
=- - £ г ( х (*)х (0)> = — К (т).
Вобщем случае взаимная корреляционная функция произ водной порядка v и производной порядка I определяется соотно шением
K,<vM/) = <*(v) (0) *(Z) (т)> = ( - l)v K(v+Z) (т). |
(10.6) |
Ограничимся рассмотрением только гауссовских процессов. Для таких процессов достаточно иметь корреляционную функцию второго порядка, определяемую (10.2). Совместное распределение любого числа его значений будет описываться многомерным гауссовским распределением [421. Гауссовским будет также совместное распределение значений процесса и всех его произ водных. В частности, плотность распределения процесса и его первых двух производных для п моментов времени можно записать в следующем виде:
|
|
fix (к), |
х (h), *(М ........ х (/„), *(/„), |
|
|
|||||
|
|
X (*n)] = |
/(Z i, Zg* |
• • • >, Zgn) = |
|
|
||||
|
|
ф |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
У (2я)^п | М | |
еХР ( ~ |
|
I , |
S |
М^ |
г) ’ |
(10 7) |
|
где | М | — определитель матрицы корреляционных моментов |
||||||||||
|
|
Ли |
Кгг |
. . |
. |
к 13п |
|
|
||
|
|
Кг 1 |
к п |
. . |
. |
Кгзп |
|
( 10.8) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
_*3„1 |
Кзт |
|
|
•КзпЗл__ |
|
|
||
Mij — алгебраическое |
дополнение |
элемента |
Кц в |
определителе |
||||||
|Л4|; |
Ки — моменты |
распределения |
(10.7), |
определяемые по |
||||||
(10.6); |
£ &) |
= zx; х ft) = г,; х ft) = z,...... X(tn) = zSn. |
|
6 Гусев А. С. |
81 |