книги / Статистические методы в строительной механике
..pdfВторой класс задач составляют задачи о накоплении оста точных макроскопических деформаций в конструкциях, загру женных стационарными или квазистационарными случайными силами *. Допустим, что уровень напряженности достаточно вы«
сок, чтобы имели |
место |
редкие ... |
|||||||
перегрузки за |
предел |
упругосги |
' |
||||||
и, вместе с тем, чтобы |
однократ |
|
|||||||
ные перегрузки, полностью выво |
|
||||||||
дящие |
конструкцию |
из |
строя, |
|
|||||
были |
практически |
маловероятны. |
|
||||||
Тогда задача состоит в нахожде |
|
||||||||
нии |
распределения |
вероятности |
|
||||||
для |
остаточных |
|
деформаций к |
|
|||||
концу интервала времени продол |
|
||||||||
жительностью |
Т |
(рис. 86). |
Эта |
---- Г - |
|||||
задача является |
весьма типичной |
||||||||
для |
расчета |
конструкций |
|
про |
Рис. 85 |
||||
мышленных и |
гражданских |
со |
|
оружений, где в целом ряде случаев можно идти на допуск уме ренных остаточных деформаций, особенно к окончанию срока
службы.
Наконец к третьему классу принадлежат задачи о накопле
нии усталостных разрушений в конструкциях, запруженных ста ционарными или квазистационарными случайными силами. Предполагается при этом, что перегрузки за предел упругости Re здесь весьма маловероятны и что конструкция выходит из
1 Квазистационарными случайными процессами будем называть такие
процессы, вероятностные характеристики которых меняются во времени медленно по сравнению с изменением самих случайных функций. Поскольку за время службы конструкции режим ее эксплуатации н условия работы не остаются неизменными, то большая часть реальных нагрузок оказывается именно квазистационарными случайными нагрузками. ’Стационарные случай ные лагрузки представляют собой чрезмерную идеализацию.
строя в .результате .постепенного ^развития усталостной трещины (см. рис. 87, где через R. обозначен предел выносливости). Та кая задача представляет значительный интерес в первую оче редь для расчета надежности авиационных « машиностроитель ных конструкций.
Чтобы приведенная классификация стала полной, .необходи мо ее дополнить двумя подклассами смежных задач, лежащих на стыке двух соседних классов. Такое дополнение тривиально. Заметим также, что эта классификация заключает в себе зада чи с различным сочетанием случайных и детерминированных
нагрузок (как по интенсивности, так .и по спектральному со ставу). Например, если на случайный «фон» накладывается процесс с детерминированной частотой 0 (рис. 88), то это учи тывается соответствующими особенностями в спектральной плотности Ф(ш) (рис. 89).
Для решения поставленных задач необходимо знать следу ющие вероятностные характеристики процесса s=s{t): вероят ность P(s > S'|r ) превышения уровня S за время Т хотя бы один раз, плотность вероятности перегрузок р (S| Т), среднее число превышений V0{S) уровня S в единицу времени и среднёе число превышения V<S\T) уровня 5 за время Т. Некоторые из этих ха рактеристик изучались применительно к стационарным процес сам и задачам теории связи и автоматического управления [72, 124]. Другие вопросы, по-видимому, приходится рассматривать впервые. Нижеследующие пп. 63 и 64 будут целиком посвящены изучению интересующих нас вероятностных характеристик случайных процессов.
63. Среднее число превышений заданного уровня при случайных процессах
Допустим, что дана некоторая, вообще говоря, нестационар ная случайная функция s(t). В дальнейших приложениях'роль функции s(t) .будут играть некоторые обобщенные силы и обоб-
щенные напряжения, возникающие в конструкции. Вычислим
среднее число Vo(S; t) |
‘Превышений |
функцией |
s(t) |
уровня |
S |
||||
в единицу времени и среднее число |
V(S | Г) |
превышений уровня |
|||||||
S за время Т (поскольку функция |
s (0 |
предполагается неста |
|||||||
ционарной, то среднее |
число |
превышений |
также |
зависит |
от |
||||
рассматриваемого момента времени f]. |
необходимо |
знать сов |
|||||||
Для |
решения поставленной |
задачи |
|||||||
местную |
плотность вероятности |
p(s |
,s; |
t) для |
функции s(f) |
и |
ее производной $(/)» зависящую от времени t «как от параметра.
Произведение p(S, s; t)dSds |
равно |
вероятности |
обнаружить |
|||
функцию |
s(i) |
в |
интервале |
dS (точнее, в интервале S-----—< |
||
< s < 5 + |
dS ' |
а |
ее производную — в |
некотором |
интервале ds'. |
Эту вероятность можно истолковать так же, как ту долю от еди
ницы времени, в течение которой функция s(t) |
находится в ин |
тервале dSds. С другой стороны, отношение |
~ представляет |
|
1*1 |
собой интервал времени, в течение которого функция s(t) один
раз проходит через интервал dSds. Деля одно выражение на другое, мы получим среднее число прохождений функции s (/)
через интервал dSds в единицу времени |s | p(S, s; t) ds.
Чтобы получить среднее число Vo(S; t) превышений уровня S в единицу времени, нужно это вы«ражение проинтегрировать по
всем положительным значениям s. Итак:
(6. 1)
За время Т среднее число превышений, очевидно, будет
т00
|
dt J sp(S, s; t) ds. |
(6.2) |
|
Формулы |
0 |
0 |
|
(6.1) и (6.2) решают поставленную задачу. |
такой |
||
Пусть |
s (t) — стационарная |
случайная функция. Для |
функции, как известно [85], корреляция с ее первой производной
равна нулю. Следовательно, p(s, s) =p(s)p(s) и формулы |
(6.1) |
и (6.2) принимают вид: |
|
V.(S) = p ( S ) J ip ( i ) é , |
(6.3) |
о |
|
V(S\T) = Tp(S)J sp(s) ds. |
(6.4) |
0 |
|
Здесь p(s) — плотность распределения функции s(t). |
|
В зависимости от тредположения о виде функций p(s) и
p{s) возможна дальнейшая специализация формул. Рассмот рим случай irayccoB'CKO'ix) ipa-апределения. Пусть
где в |
и О; — математическое |
ожидание |
и -стандарт -функции |
||||||
s(t), |
о;— стандарт первой |
производной s(t), |
положительные |
||||||
и отрицательные значения |
которой |
мы |
считаем |
равновероят |
|||||
ными. Если известна |
спектральная |
плотность процесса ( с о ) , |
|||||||
то |
00 |
|
|
|
00 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
Os = £ |
ф (<»>) dm, о] |
= J Ш* ф (ш) dû). |
|
(6.6) |
||||
|
о |
|
|
|
о |
|
|
|
|
Подставляя выражения (6.5) и |
('6.6) |
в формулу |
(6.3), толуч-им |
||||||
|
Уо(5) = =г- ехР |
|
(S-a)* 1 |
|
(6.7) |
||||
|
|
2»s |
J |
||||||
|
|
1е |
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Здесь Те— «эффективный период» |
|
|
|
|
|
||||
|
|
Те — 2к |
|
, |
|
|
|
(6.8) |
|
совпадающий для процеоса |
-с детерминированной |
частотой О |
|||||||
с обычным периодом |
2я/и. |
Формула |
(6.7) является -известной |
||||||
формулой Райса [124]. |
|
|
|
рассматривая |
стационарный |
||||
Некоторое обобщение получим, |
процесс с произвольной -плотностью вероятности p(s), но с сим метричным гауссовым распределением p(s). В этом случае
V „ ( S ) = J ^ - P ( S ) . |
(6.9) |
1е |
|
64. Теоретические законы распределения случайных перегрузок
Найдем теперь вероятность P(s> У Т) того, что за время Т максимальное значение функции s[t) хотя бы один раз -пре высит уровень 5. Попробуем связать эту вероятность со сред ним числом превышений V(S| Г).
Пусть J3!(S | T), P2(SI Г), . . . P (S'T) — вероятности одно кратных, двухкратных и т. д. превышений уровня 5 за время Т. Тогда вероятность P(s > 5| Т) будет равна
P (S> S I D = J ; p 4(S |r).
А-1
С другой стороны, среднее число перегрузок за время Т выра жается через те же вероятности но формуле
V (S |r) = 2 ^ » ( S |r ) .
ft=l
Составляя разность
K ( S |T ) - / > ( * > S |r ) - j j ( A - l ) J > , ( S |T ) , ft-2
видим, что среднее число превышений У(5[7') дает для вероят ности P(s>S Т) оценку сверху. Нас интересуют такие значе ния S, реализация которых за время Т является событием весь ма редким, т. е. средняя частота появления которых за время Т
во всяком случае |
немногим превышает |
единицу. |
Для |
таких |
|||||
редких |
перегрузок |
имеют место неравенства |
^,2(S|7’)<£PI (S[7'), |
||||||
Pz{S\T) < P2(S\ Т) |
и т. д. Поэтому можно положить |
|
|
||||||
|
P ( s > S |r ) « j |
1, |
если |
5 < 5 0(Т). |
|
(6. 10) |
|||
|
|
|
S > S 0(T). |
|
|||||
|
|
I V (S | Г), |
если |
|
|
||||
Здесь S0(T) — корень уравнения |
У (5 |Г )= 1 |
(рис. |
90). |
Для |
|||||
анализа |
повреждаемости |
конструкций |
|
формулу (6.10) можно |
|||||
считать |
дающей хорошее |
приближение |
в области |
достаточно |
больших перегрузок S>S0(T). К тому же она дает оценку для вероятности перегрузок, идущую, капе говорят, «в запас проч ности».
Имея формулу (6.10), можно найти функцию распределения вероятностей для перегрузок
F(S | T) = 1 — P(s > 51Г)
и соответствующую плотность «вероятности
( |
0, |
если S < 5 0(T), |
|
p(S I Г) = |
dV (S I T) |
если S > «S0 (T). |
(6Л1) |
|
dS |
|
|
|
’ |
|
Вид плотности вероятности (6.11) для трех интервалов вре мени Т\<Т2<Тг показан на рис. 91. Здесь же штриховыми ли
ниями показан предполагаемый 'вид «истиннаго» распределе ния, для 'которого распределение (6.11) в области перегрузоч ных значений дает оценку сверху.
Распределение (6.11) вводится, по-видимому, впервые. Оно, как мы покажем, играет большую роль в задачах, относящихся (по классификации п. 62) к первому и второму классам. Рас смотрим некоторые его частные случаи. Бели процесс s=s(t) стациона1рный, то
|
|
О, |
|
если 5 < |
S0(T), |
|
|
P(S\T) = |
T |
dp(S) I |
Г . . . |
если S > |
S0{T). |
(6. 12) |
|
|
~âs~ |
J sp (5) ds, |
|
||||
|
|
|
о |
|
|
|
|
Для стационарного гауссовского процесса с |
распределением |
||||||
(6.5) получим |
|
|
|
|
|
|
|
|
J TГ5S |
О, |
(5 — а)> |
если |
5 < S 0(T), |
|
|
p ( s m |
_ Г |
|
1 |
|
(6.13) |
||
— |
е*р |
~ |
Д ~° а |
» е< |
S > S 0(T); |
||
|
-г |
|
|||||
|
|
L |
|
о? |
J |
|
|
при ЭТОМ |
|
|
2o2s |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
50(7’) = о + |
а , у Л2 1 п ^ - |
|
(6.14) |
65. Задача о сочетании случайных, нагрузок, действующих на сооружение
На сооружение обычно действует несколько видов перемен ных нагрузок. Как правило, все эти нагрузки являются случай ными. В связи с расчетом сооружений на действие таких -на грузок возникает задача об отыскании вероятности невыгодней ших сочетаний нагрузок в течение заданного срока эксплуата ции. Эта задача уже обсуждалась ранее рядом авторов и осо бенно подробно H. С. Стрелецким (115] и А. Р. Ржай-ицыньш [93]. Однако, в указанных работах нагрузки трактовались прос то как некоторые коррелированные между собой случайные числа.. -В действительности они представляют -собой разверты вающийся ©о времени 'случайный -процесс. Поэтому продолжи тельность действия нагрузок и характерная частота их измене ния весьма существенны в этой задаче; указанные факторы можно учесть лишь в1рамках теории случайных процессов.
Формулы; выведенные в п. 64, позволяют рассмотреть зада чу о сочетании нагрузок в следующей постановке. Каждая из нагрузок рассматривается как некоторый гауссовский (квазистационарный) 'Случайный процесс. Величина, характеризую щая. состояние, сооружения- (напряжение в опасной точке, уси лие?/. в опасном' элементе и т. и.), предполагается линейной
функцией нагрузок. Основная задача 'состоит -в отыскании .веро ятности превышения этой величиной некоторого установленно го уровня. Несмотря на схематизацию задачи, она позволяет ко личественно подойти к вопросу о сочетании различных видов нагрузок, например, ветровой и снеговой [31].
Итак, предположим, что «а сооружение действует п видов нагрузок с параметрами q\ (t), q2 (t), ..... <7.(0. которые являют ся некоторыми нестационарными случайными функциями вре мени. Допустим, что реакция сооружения на действие нагрузок может быть охарактеризована некоторым параметров s= C ito+ + c2q2+... +с„<7,, являющимся линейной функцией параметров нагрузки. Примем в качестве исходного условия, что предель ное состояние сооружения (отказ) наступит, когда .параметр, а превысит некоторое установленное значение 3. Основная зада-
ча состоит в |
отыскании |
вероятности случайного события, со |
стоящего в |
том, что |
на отрезке времени 0< /-< Г (Т — срок |
службы сооружения) (параметр s (превысит предельное значе ние S хотя бы один раз. Обозначим эту вероятность через P(s>S\T). Такая постановка соответствует, например, 'Случаю, когда материал сооружения предполагается идеальным упругопластическим, а отказ отождествляется с достижением предела текучести хотя бы в одной точке.
Чтобы решить поставленную задачу, необходимо знать сов местную плотность вероятности параметров q,{и нх первых про
изводных р(<7ь q%... q n> Яи to .- <7Я10* Простейшее предположе ние состоит в том, что процессы qй (/) являются гауссовскими
случайными процессами. Обозначая qk = хк, qk = xa+k (£ = 1,2,...
2л), запишем эту плотность вероятности в виде (1.31)
Pi*1. х»г ...* sы1 0 е
2л 2#| f \ -t
|
- |
* I . |
S |
|
<**-**>J<“ > |
||
Здесь K (tu t2) — корреляционная |
матрица |
с 4п2 элементами |
|||||
К Jk (h, |
h) = |
[Xj (tx) - Xj (/01 [**&) - |
x* &)]. |
|
|||
Если известны |
центральные |
моменты |
.второго |
порядка |
|||
|
[ЯA h ) |
~ |
Ï A h )\ [ Q k ( h ) ~ q l ( h ) l |
|
|
||
то остальные элементы |
матрицы |
К (th t2) |
находятся |
частным |
|||
дифференцированием |
|
|
|
|
|
|
|
К,. „+*(<!. /.) = |
012 |
» |
, |
(6.16) |
|||
If |
|
(f |
4 \__ |
& Kjk (t1 . t%) |
|
||
Лл+/. п+к \*i» -2/ ---------- -------------- . |
|
||||||
|
|
|
|
011 at\ |
|
|
|
Поскольку 'параметр s ino предположению является, линей ной функцией от нагрузок qt , то он будет также подчиняться
гаусоовокому распределению
|
|
|
|
p{s, sj/) = |
|
|
|
|
|
— _____ 1_____ ^ |
Г |
Д^22(s—s)2—2Ми (s— |
(s—s)4 M\ifs—s)*1 |
/g |
|
||||
“ 2*|Ж (/, |
<)|*'* |
? l |
|
|
2\M(t, |
t) |,/> |
J* |
' |
’ ' |
Через |
Mj t (4, |
4) |
обозначены |
элементы корреляционной |
ма |
||||
трицы М (4, 4) |
для параметра |
s и ее первой производной: |
|
||||||
|
Л*и(4. 4) = |
И 4 ) - ^ 4 ) 1 И 4 ) - ^ ( 4 )1 , |
|
|
|||||
Мц(4| 4) — M21 (4, |
4) — [s (4) — 5 (4)1 [S (4) — s (4)1» |
|
|
||||||
|
^ 2 2 |
(4, |
4) — l5 (4) |
s (4)1 lj' (4) |
A’ (4)1* |
|
|
||
Заметим, что |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
n |
n |
|
|
|
|
|
««(<!. y = 2 |
|
|
‘г)- |
|
|
|||
|
|
|
|
/ - 1 ft=i |
|
|
|
|
|
На основании формул |
(6.16) |
остальные |
элементы матрицы |
||||||
М (4, 4) выражаются через Ми (4. 4): |
|
|
|
|
|||||
Mu (tu « |
- |
m " l u 1,1. |
<.) = |
vli vi2 |
|
|
|||
|
|
|
(/*2 |
|
|
|
|
При расчетах сооружений интерес представляют лишь ред кие перегрузки, вероятность которых весьма мала. Для таких
редких перегрузок |
вероятность двукратного, трехкратного и |
т. д. превышений |
уровня S пренебрежимо .мала по сравнению |
с вероятностью P{s>S Т). Следовательно, может быть приме нена приближенная формула (6.10), которая с использованием формулы (6.2) принимает вид
тсо
(6.18)
, Г |
|
Г M i t ( S - s а 1 .. |
Р ( » > 5 | Г ) ^ Л | е,Р[ |
2\ м и , O l K , |
|
Л0 |
|
I |
М п (s — s)* |
- |
2M i, (S — s) {s — s) |
X |
|
jis . (6.19) |
Формула (6.18) дает тем большую точность, чем меньше веро |
||
ятность перегрузок. Подставляя |
сюда формулу (6.17), получим |
2| M(t, t p ■
Пусть, например, Mi2» M 2i« 0 , _s«0. Эти условия выполня ются точно для стационарных случайных процессов. Мы же будем предполагать, что процесс s (0 близок к 'стационарному, т. е. что его вероятностные характеристики меняются медленно по сравнению с изменением самой функции s ( t ) . Обозначим Мп = o2s (i), М22=о\ (0 , где °s(t) иоЦО — среднее квадратиче
ское уклонение для процесса s (?) я его первой производной. Тогда, учитывая, что
|
] |
èexp |
( ~ ~ ù ) |
dh = |
a\®> |
|
||
получим |
О |
|
' |
s ' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
т„ |
а- (/) |
г |
( S - 7)»1 |
dt. (6.20) |
P( S> S , 7 ) « — |
|
|
[ — |
|||||
Значения о* (t) |
и ai (t) определяются но формулам: |
|
||||||
|
|
|
|
П П |
|
|
|
|
|
« к о = |
2 2 |
cfyKjtV, |
i), |
|
|||
|
|
|
/=i ft=i |
|
|
(6.21) |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 / А |
= |
V |
V |
|
дг Kjk (*i> |
|
|
|
«i « |
2 |
2 |
v . — |
|
|
|
||
|
/=1 |
k=\ |
|
|
|
|
|
В качестве примера рассмотрим действие неокольких корре лированных стационарных случайных нагрузок с параметрами qk (t) (&=1, 2,... л). Это могут быть, например, сочетания снего вой, ветровой и полезной эксплуатационной нагрузок. По фор мулам (6.21)
°î(0 = 2 2 С1С'* ^0*» |
(6.22) |
/=1 *=I |
|
где вновь введенные величины ©у* выражаются |
через спект |
ральные плотности процесса Фд(©) : |
|
со* Фу* (<i>) d 0)
(6.23)
J ФуА(“) à 0>
о
При j —k величина a Jk представляет собой некоторую эффек тивную частоту процесса qt (t), соответствующую эффективно му .периоду (6.7). Подстановка (6.22) в формулу (6.20) дает
|
|
|
|
|
P ( s > 5 |7 ) |
|
|
|
|
|
|
2 |
2 |
•’•«л а /* |
*/. |
> - i w Y |
|
||
т |
I |
|
|
||||||
/ = 1 |
*= i |
|
exp |
|
/=i |
/_ |
. (6.24) |
||
2г. |
I |
2 2 |
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|||||
|
|
2 |
2 |
2 ^ |
% |
|
|||
|
|
|
/=i |
*=i |
|
|
|||
|
|
/=1 /е=1 |
|
|
|
|
|
||
Формулу |
(6.24) |
можно записать также в |
следующем виде: |
||||||
|
|
|
|
P ( s > S | T ) » i P„(s>S). |
|
(6.25) |
|||
|
|
|
|
|
•*О |
|
|
|
|
Здесь Т0— (приведенный эффективный период изменения нагру зок в целом
п п
|
|
|
2 2 |
cJckKJk |
|
||
Го = |
2* |
■- /=1 |
________ |
(6.26) |
|||
л |
л |
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
||
|
|
2 |
2 |
“у* *vcA*0* |
|
||
|
|
/=1 *=i |
|
|
|
|
|
а величина P0(s>S) |
может быть истолкована как вероятность |
||||||
однократного (превышения |
|
уровня 5 |
в |
течение одного |
перио |
||
да Т0: |
|
|
|
|
|
|
|
Р0(s > S) = exp |
|
И .~ У |
(6.27) |
||||
|
|
|
|
л |
л |
|
|
|
|
|
2 2 |
2 |
е* к» |
|
|
|
|
|
|
/=1 *=i |
|
|
|
К формуле типа |
(6.25) можно также |
прийти, исходя |
из схе |
мы независимых испытаний. Пусть Po(s>S) — вероятность пре вышения уровня S за одно испытание. Полагая, что общее чис ло таких испытаний за время Г равно Г/Г0, получим
P(s> S\T) = 1 — (1 — P0{s > S)]T,T*.
Разлагая бином в ряд, учитывая, что Po(s>S)<£ 1 и отбрасывая члены -более высокого порядка, придем к формуле (6.25).
Схема независимых испытаний использовалась в работах [93, 115]. Очевидно, что в действительности эта схема не выпол няется. Заметим, что в данном разделе схема независимых ис пытаний привлекается лишь для истолкования формулы (6.24).
Пусть s =^= 0. Тогда удобно ввести следующие переменные:
S |
S |
mJk = |
CjCk Kjk |
% — — » |
*0 |
(F )a ’ |
|
s |
S |
|
Здесь x— величина, аналогичная коэффициенту запаса, tn,jk— центральные моменты для случайных величин сfl jls, характе ризующих изменчивость отдельных слагаемых в выражении