книги / Статистические методы в строительной механике
..pdfветровой и снеговой нагрузок [115]. В первом случае увеличение интервала времени от 10 до 40 лет и числа наблюдений от 1950 до 42 500 не привели к заметному изменению распределения. Во втором случае имеет место более существенная зависимость распределения от срока наблюдения: в частности, вероятность достижения больших значений заметно возрастает (см. рис. 16).
Дело в том, что снеговая нагрузка обладает естественным периодом изменчивости, равным одному году, и для того чтобы судить о ее распределении, нужно накапливать информацию за многие годы. В отличие от снеговой нагрузки ветровая нагрузка подвержена более частым изменениям во времени. Естественно
и м/neа |
А см |
Рис. 15 |
Рис. lb |
поэтому, что фиксируя ее изменения в течение нескольких лет, можно получить достаточно полную информацию о ее свойствах. Последующие годы наблюдений уже не вносят существенно но вого в найденное распределение.
То обстоятельство, что распределения для нагрузок зависят от продолжительности наблюдения, является, по существу, от ражением фундаментального, но не всегда четко осознаваемого факта, что в отличие от механических характеристик прочности многие нагрузки являются не просто случайными величинами, а случайными функциями времени или, как говорят, представля ют собой случайный процесс. Понимание этого факта совершен но необходимо для правильного получения и использования эм пирических распределений и для решения проблемы учета фак торов долговечности и сочетания нагрузок. В связи с важностью этого вопроса мы вынуждены остановиться на нем подробнее.
Конструкция, рассчитываемая на однократное нагружение в течение всего срока службы, — ситуация, весьма далекая от дей ствительности. За время эксплуатации конструкция испытыва ет многократные нагружения и разгрузки, различные перегруз ки, вызванные неблагоприятными стечениями обстоятельств, и т. п. Эта изменчивость во времени оказывается существенной не
только для быстрых процессов, связанных с динамическим на гружением, но и для обычных весьма медленных процессов ста тического нагружения.
Поскольку значения случайной функции в два различных момента времени не являются независимыми, то возникает не обходимость в описании корреляционных связей случайного про цесса. Корреляционные связи имеют место, вообще говоря, так же между различными видами нагрузок. Поэтому правильное решение вопроса о сочетаниях нагрузок возможно лишь в рам ках теории случайных процессов (см. пятую и шестую главы на
|
|
|
стоящей книги). |
Частич |
|||||
|
|
|
ное |
решение |
этой |
|
зада |
||
|
|
|
чи 'было дано .в статье (31]. |
||||||
|
|
|
Для простоты |
мы от |
|||||
|
|
|
влечемся |
здесь |
от |
корре |
|||
|
|
|
ляционных связей |
между |
|||||
|
|
|
различными |
типами |
на |
||||
|
|
|
грузок, считая |
их |
стати |
||||
|
|
|
стически |
независимыми. |
|||||
|
|
|
Поставим |
более |
скром |
||||
|
|
|
ную |
задачу и постараем |
|||||
|
|
|
ся ответить на вопрос: ка |
||||||
|
|
|
ким образом, |
оставаясь в |
|||||
рии |
вероятностей, описать |
|
рамках элементарной тео |
||||||
изменчивость |
внешних |
нагрузок? |
|||||||
При |
этом мы будем полагать, что |
вероятностные |
свой |
||||||
ства |
нагрузок остаются |
неизменными в течение |
срока |
экс |
|||||
плуатации, т. е. что изменение |
нагрузок |
во времени |
является |
||||||
стационарным случайным процессам. |
|
|
|
|
|
|
|||
Изменчивость нагрузки q{t) |
может быть описана различны |
ми способами. Можно, например, разбить все время наблюдения на достаточно малые интервалы At и фиксировать значения на грузки в эти интервалы. По полученным эмпирическим частотам легко найти плотность распределения p(q) (рис. 17). Можно пойти и по другому пути: фиксируя в течение достаточно долго го времени относительные максимумы нагрузки Q1.Q2.-- Qm* найти соответствующую плотность вероятности максимальных значе ний p(Q), показанную на том же рис. 17. Если наблюдения ве дутся достаточно долгое время, т. е. если реализация стацио нарного случайного процесса является вполне представитель ной, то плотности вероятности p(q) и p(Q) не должны практи чески изменяться при дальнейшем увели» ении времени наблю дения.
Допустим теперь, чго мы разбили все время наблюдения на равные достаточно ’ длинные интервалы Т\ = Т2= ... = Тт—Т и фиксируем абсолютные максимумы нагрузки Qi, Q2,--Qm* По строенная по найденным частотам плотность вероятности p(Q |Г ) уже существенно зависит от времени наблюдения. Эта плотность
вероятности дает распределение абсолютных максимумов на грузки для интервала наблюдения, равного Т. Другими слова ми, интеграл
? p(Q\T)dQ = P(q>(l\T) Q
равен вероятности обнаружить за время Т хотя бы один раз пре вышение нагрузкой q{t) уровня Q.
Очевидно, что в формулы для вычисления вероятности разру шения должны входить плотности вероятности абсолютных мак симумов нагрузки за время, равное сроку службы сооружения или конструкции. Это обстоятельство до сих пор в полной мере не учитывалось ни при сборе статистических сведений, ни при их использовании для расчетов. В частности, кривые распределе ния, приведенные на рис. 15 и 16, скорее принадлежат к типу кри вых p(q) и p(Q) нежели к типу кривых p(Q\T).
В шестой главе будет показано, каким образом, располагая плотностью вероятности p(q) и некоторыми другими сведениями о процессе, найти p(Q) и р((2|Г). Чтобы оценить эту плотность вероятности опытным путем, необходимы длительные наблюде ния. Продолжительность наблюдений можно сократить, если разбить время Т на меньшие интервалы АТ, каждый из которых достаточно велик, чтобы корреляция максимумов для двух'со седних интервалов была пренебрежимо малой. Например, для снеговой нагрузки таким естественным интервалом является год. Тогда абсолютные максимумы для каждого интервала АТ можно приближенно рассматривать как случайные величины в последовательности независимых испытаний. Зная плотность
вероятности р(<2|ДГ), |
можно оценить плотность |
вероятности |
piQlmAT) по формуле |
(1.51) |
|
p{Q\mAT) = mFm“ 1 (Q | AT) p (Q | ДГ). |
(2.17) |
Этот способ обсуждался в ряде работ 188, 93, 115].
Следует заметить, что с точки зрения расчета на прочность (кроме вопросов усталостной прочности) интерес представляют лишь редкие перегрузки. При этом возникает трудность, анало гичная упоминавшейся выше трудности с распределениями для прочностных характеристик. Чтобы судить с достаточной уве ренностью о маловероятных перегрузках, необходимо весьма большое количество опытных точек. Для экстраполяции кривой распределения нагрузок в область больших значений мы, по-ви- димому, располагаем еще меньшими сведениями, чем для меха нической прочности материалов.
21. Гарантия неразрушимости по H. С. Стрелецкому
Вычисление вероятностей разрушения по формулам типа (2.7), (2.13) и (2.15) весьма трудоемко и связано с большими погрешностями. К тому же исходные кривые распределения об
ладают достаточной точностью лишь в области наиболее веро ятных значений параметров, а применять их приходится для на хождения весьма малых вероятностей разрушения. Ввиду этого точное определение вероятностей разрушения целесообразно за менить достаточно грубой оценкой. Учитывая это обстоятельст во, H. С. Стрелецкий [115] дал весьма простой способ для такой
оценки.
Возвратимся к основному условию (2.1). Пусть p(S) и p{R)— кривые распределения для нагрузки 5 и несущей способности R (рис. 18). Обрывая эти кривые в некоторой точкеS0=R0и вводя обозначения для малых
при |
любом |
выборе |
значения S0=Ro- |
В |
самом |
деле, |
произведение ацсог является вероятностью |
того, что одновременно S^>SQи R<Ro; при этом из рассмотрения, исключаются случайные события S > R при R > R0 или при 5 < S 0) которые также соответствуют разрушению.
Можно дать двустороннюю оценку для вероятности Р (—) [79]. Составим произведение (1—шО (1—шг). Очевидно, оно соот
ветствует вероятности того, что S < S 0 и R>Ro, причем в |
этом |
случае прочность конструкции нарушена не будет. Этот |
слу |
чай не исчерпывает, однако, всех возможностей сохранения проч ности (например, возможности S< R при R<Ro)- Поэтому
|
/>( + |
) > ( |
-<■>*)• |
(2-19) |
Объединяя оценки |
(2.18) |
и (2.19), получим |
|
|
(DI<»2 |
<С.Р ( — ) |
Ч- — WJWJ . |
(2.20) |
Эта двусторонняя оценка остается справедливой при любом вы боре значений S0=RQ. H. С. Стрелецкий [115] воспользовался оценкой (2.18), вполне отдавая отчет о ее приближенности. Он ввел величину
Г = 1 — о>2, |
(2.21) |
названную имгарантией неразрушимости. Используя |
данные |
В. В. Кураева, он вычислил величину гарантии неразрушимости,
скрытую в существовавших в то время нормах расчета. Для па
раметра, |
характеризующего фактическое |
напряжение в конст |
|||
рукции, |
было получено распределение, |
хорошо |
описываемое |
||
распределением Пуассона. Для предела текучести |
RT был при |
||||
нят нормальный закон |
распределения со |
средним |
значением |
||
27 кн/см2, стандартом |
1,48 кн/см2 и браковочным |
|
минимумом |
||
22 кн/см2. Обрывая кривую распределения пределов |
текучести |
па величине 22 кн/см2, получим вероятность меньших значений,
равную ©2=3 |
10-4. С другой |
стороны, вероятность |
того, что |
||
фактическое |
напряжение |
22 |
кн/см2, |
оказывается равной |
|
© i=2,5' 10~4. Отсюда по формуле |
(2.21) |
гарантия |
неразруши |
||
мости |
|
|
|
|
|
Г= 1 —7,5-КГ8
H.С. Стрелецкому принадлежит также анализ изменения га
рантии неразрушимости при изменении коэффициентов запаса, а также при изменении расчетных нагрузок и их комбинаций. За подробностями отсылаем к работе [115].
22.Вероятность разрушения по А. Р. Ржаницыну
А.Р. Ржаницыну [87—94] путем введения некоторых предпо
ложений удалось упростить вычисление вероятности Р (—), |
све |
|||
дя его |
к простым расчетным формулам. |
Он предположил, что |
||
все определяющие параметры qu |
.. q„ подчиняются нормаль |
|||
ному распределению и что «функция неразрушимости» (2.5) |
яв |
|||
ляется |
линейной функцией определяющих |
параметров |
|
^= 2 йкЯк’
*■=I
Второе предположение является в большинстве случаев вполне приемлемым. Если зависимость функции 'К от параметров и не является линейной, то ее можно линеаризовать, раскладывая функцию в степенной ряд в окрестности наиболее вероятных значений qi, q2,--.qn и отбрасывая нелинейные члены (п. 11). Первое предположение, напротив, более ограничительно. Нет теоретических оснований полагать, что распределение большин ства параметров во всей области изменения, включая область крайних значений, описывается нормальным законом.
Рассмотрим вначале простейший случай, когда задана сов местная плотность вероятности параметров^ и R, характери
зуемая средними значениями 5 и R и корреляци онной матрицей с элементамиKss, KRR и K SR=KRS• Учитывая формулы (1.44) и (1.45), найдем, что «функция неразруши мости»
W = R — S
имеет среднее |
значение и |
дисперсию, равные |
|
||||
/ b £ ' |
W = R ~ S , DÇV)= КRR — 2KRS + Kss . |
(2.22) |
|||||
Величину, |
обратную |
коэффициенту |
изменчивости |
w4*, |
|||
А. Р. Ржаницын назвал характеристикой безопасности 7; |
|
||||||
|
|
т = |
- L - = |
| / ^RR |
|
. |
(2.23) |
|
|
|
|
^ R S |
КSS |
|
|
Ее смысл |
вытекает |
из следующих |
соображений. Замечая, что |
при сделанных предположениях функция неразрушимости так
же распределена |
нормально, получим |
по формулам (2.15) |
и |
|||||
( 1.20): |
|
|
о |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Р < - ) = |
J |
|
|
|
<2-24> |
||
Здесь |
Ф(^) — функция Лапласа |
(п. 6). Чем больше характери |
||||||
стика |
безопасности 7 , тем меньше |
вероятность |
разрушения |
|||||
(табл. |
1) |
|
|
|
|
|
Т а б л и ц а |
’1 |
|
|
|
|
|
|
|
||
Р(~) |
0,1 |
0,01 |
0,001 |
3,2.10т-5 |
3 -10—6 |
2 ,9 -10“ 7 |
|
|
Т |
1,28 |
2,32 |
3,15 |
3,77 |
4,00 |
5,00 |
|
Обычно корреляционная связь между нагрузкой и несущей способностью отсутствует. Вводя коэффициенты изменчивости
Ws =
V &RR
R
можем переписать формулу (2.23) в виде
х —1
(2.25)
При этом отношение |
_ |
|
*= 4 |
|
5 |
представляет собой величину, которую мы будем называть ус ловным коэффициентом запаса1. При надлежащем истолкова нии нормативных значений коэффициенты изменчивости и wц можно связать с коэффициентами перегрузки ks и однородности
кц , которые фигурируют в нормах
1 В отличие от «истинного» коэффициента запаса (2.9), который являет ся случайной величиной.
ks = 1 + Tfï«s , kR = 1 |
. |
(2.26) |
Различные выводы, которые можно сделать из рассмотрения формул (2.25) и (2.26), содержатся в работах 187—95].
Формула (2.23) обобщается на случай любого числа пара метров qu q2,—qn ПРИ условии, что функция xY(qh <72,...<7Й) ли нейна, а параметры имеют нормальное распределение. Для ха рактеристики безопасности т получаем формулу
П
(2.27)
Формулы (2.25) и (2.27) можно использовать для анализа вероятностей, скрытых в нормах проектирования. В качестве примера возьмем сталь марки Ст.З со средним пределом теку
чести/^ — 26,53 кн/см2, стандартом а*г =2,84 кн/см2 и коэффи
циентом изменчивости |
=0,106. Пусть нагрузка имеет коэф |
фициент изменчивости ес»S—0.100. Тогда при напряжении, равном 5 = 1 6 кн/см2, и, следовательно, при х = 1,67 характеристика бе зопасности оказывается равной
1,67— 1,00
'/0,1062-1,67а+ 0,12
что соответствует вероятности Р (—) = 0,00045 [93].
23. Вероятность разрушения стержневых систем
Вероятность разрушения стержневой системы зависит при прочих равных условиях от числа стержней, от степени статиче ской неопределимости и структуры самой системы. Допустим, что система статически определима и содержит п стержней, вы ход из строя каждого из которых означает предельное состояние системы. Тогда прочность системы определяется минимальным значением прочности одного из п стержней и, следовательно, вероятность разрушения системы оказывается больше, чем у от
дельно взятого стержня.
Допустим для упрощения, что напряжения в стержнях детер минированы и равны Sb 52, ... 5„.. Если функцию распределе ния опасного напряжения (например, предела текучести /?т) обоз
начить через |
F (RT), то |
^(5,), очевидно, есть не что иное, как |
|
вероятность |
разрушения |
i-го стержня. Вероятность |
того, что |
/-й стержень не достигнет предельного состояния, равна |
1—F (5,), |
а вероятность того, что не будет достигнуто предельное состоя ние для всей системы в целом, равна'произведению частных ве роятностей. Отсюда вероятность разрушения [93, 115]
P ( - ) = 1 - I I | 1 - F (Sj)). |
(2.28) |
t-1 |
|
При одинаковых напряжениях во всех стержнях мы приходим к типичному распределению для крайних значений (п. 12)
|
Р ( - ) = l _ [ l _ F ( S ) p . |
|
|
(2.29) |
|
При л> 1 |
всегда Р(—)>F(S), что и требовалось доказать. |
|
|||
Если система статически неопределима, то из-за разброса |
|||||
прочности отдельных элементов переход такой системы |
в пре |
||||
дельное состояние будет происходить постепенно, |
даже |
если |
|||
напряжения во всех ее стержнях одинаковы. |
Эта |
особенность |
|||
статически |
неопределимых систем была |
отмечена |
впервые |
||
H. С. Стрелецким [115]. Вычисление вероятности Р ( - ) |
для |
ста |
тически неопределимых систем представляет большие трудности, чем это может представиться на первый взгляд. Проще всего за дача решается для систем, составленных из упруго-хрупких эле ментов, которые полностью выключаются из работы после до стижения некоторого опасного напряжения R.
24. Строительная механика и теория надежности
Во введении мы уже указывали на тесную связь статистиче ских методов в строительной механике с теорией надежности. Здесь остановимся на этом вопросе более подробно.
Как самостоятельная научная дисциплина теория надежно сти сформировалась лишь в начале 50-х годов XX века под влиянием бурного развития радиоэлектроники, вычислитель ной механики и ракетной техники. Современные радиоэлектрон ные устройства и электронные цифровые машины состоят из весьма большого количества деталей. Если выход из строя Готказ) одной детали влечет за собой отказ устройства в целом, то, очевидно, возможность безотказной эксплуатации будет бы стро уменьшаться с усложнением устройства. В связи с этим возникают задачи о предсказании надежности проектируемых устройств, о разработке мер повышения надежности, об обосно вании методов испытания на надежность и т. п. Все эти вопросы являются предметом теории надежности. В настоящее время на дежность оборудования является одной из центральных задач в радиоэлектронике. По. проблеме надежности ведутся широкие теоретические и опытные исследования, ежегодно публикуются
сотни |
работ, проводятся конференции и симпозиумы. Сущест |
||
венная |
роль |
в развитии |
теории надежности принадлежит |
А. И. Бергу, Н. |
Г. Бруевичу, |
Б. В. Гнеденко, В. И. Сифорову, |
Б. С. Сотскову и др. Вместе с тем вопросы надежности и долго вечности все острее ставятся в машиностроении, энергетике и других областях техники. Надежность изделий и систем стано вится крупнейшей народнохозяйственной проблемой, «проблемой номер один», как ее охарактеризовал А. И. Берг.
Механическая прочность и жесткость конструкций являются одним из аспектов надежности. Различные разделы строитель ной механики дают инженеру средства для отыскания напряже ний и деформаций, возникающих в конструкциях при различных внешних воздействиях. Но инженерный расчет на этом не оста навливается. Результатом инженерного расчета должно быть решение вопроса о том, сможет ли конструкция достаточно на дежно служить в течение всего установленного срока эксплуа тации. Знание напряжений и деформаций необходимо в конеч ном счете лишь для того, чтобы вынести суждение о надежности и долговечности конструкции. Таким образом, на заключитель ных этапах инженерного расчета строительная механика неиз бежно приходит в соприкосновение с теорией надежности.
Под надежностью понимают способность механической, элек трической и тому подобной системы выполнять заданные ей функции в заданных условиях эксплуатации. Прекращение вы полнения хотя бы одной из этих функций называется в теории надежности отказом.
В основе теории надежности лежат теоретико-вероятностные соображения. Принимается во внимание тот бесспорный факт, что как внешние условия эксплуатации, так и внутренние пара метры системы носят, вообще говоря, случайный характер. По этому отказ трактуется как случайное событие, а надежность — как вероятностная характеристика системы. Наиболее удобной мерой надежности является вероятность безотказной работы си стемы— вероятность того, что в течение установленного проме жутка времени при заданных условиях эксплуатации не прои
зойдет ни одного отказа. Эту вероятность называют просто на дежностью системы. Очевидно, что в случае, когда отказ яв
ляется следствием нарушения условия (2.1), надежность совпа дает с вероятностью Р( + ). В дальнейшем будем надежность обозначать просто через Р.
Понятие нйдежности тесно связано с понятием долговечно сти. Долговечностью Т называется время работы системы от на чала эксплуатации до выхода из строя. Выше мы говорили 6 на дежности системы для заданного промежутка времени эксплуа тации. Таким образом, надежность Р есть функция времени t. Связь между надежностью Р и плотностью распределения для долговечностей р{Т) дается формулой
№ |
(2.30) |
|
?(Т) = — dt |
||
t-T |
К типичным задачам теории надежности относятся следую щие: определение надежности системы по известным надежно стям ее элементов; отыскание принципов синтеза систем, обла дающих заданной надежностью; разработка методов повышения надежности, долговечности и ремонтопригодности систем; опре деление экономически обоснованных значений надежности и
долговечности и гарантийных сроков; обоснование методов ин дикации отказов, методов контроля качества и методов испыта ний, обеспечивающих заданный уровень надежности, и т. д.
Переходя к механическим аспектам теории надежности, пе речислим прежде всего виды отказов, имеющих механическое происхождение. Эти отказы могут быть разбиты на две группы.
Рис. 19
Во-первых, это отказы, носящие характер случайного выброса: хрупкое разрушение, превышение предела упругости в какой-ли бо точке конструкции, для которой остаточные деформации не допустимы, и, наконец, возникновение слишком больших упру гих деформаций. Во-вторых, это отказы, возникающие в резуль тате постепенного необратимого накопления повреждений в кон струкции: накопление пластических деформаций или деформа ций ползучести, накопление усталостных повреждений, ведущее к развитию усталостной трещины, и, наконец, механический
износ.
Структурная схема механических аспектов теории надежно сти изображена на рис. 19. Решение проблемы надежности пред