книги / Многоцикловая усталость при переменных амплитудах нагружения
..pdfРис. 83. Экспериментальные н расчетные долговечности по линейной ги потезе (а) и по гипотезе Кортена — Долана с d = 4 (б):
1 — материал 2024-ТЗ [202]; 2 — материал 2024-ТЗ [221J; 3 — материал 2024-Т4 [236].
тоду полных циклов, при этом выделенные в процессе схема тизации циклы приводились к симметричным по формуле (4.16) с ф = 0,25.
На рис. 83 представлены расчетные по гипотезе линейно го суммирования (4.21) и экспериментальные долговечности. Сплошная линия представляет собой графическое изображе ние идеального прогнозирования, штриховые — графиче ское изображение трехкратного отклонения расчетной дол говечности от экспериментальной. Как видно из рисунка, прогнозируемая долговечность оказывается сильно завышен ной по сравнению с экспериментальной. Необходимо проана лизировать, насколько можно уменьшить разницу между результатами расчета и эксперимента, если для прогнозиро вания долговечности при случайном нагружении применить нелинейную гипотезу накопления повреждений, учитываю щую влияние последовательности приложения нагрузки на долговечность. В качестве такой гипотезы рассмотрим пред ложенное В. В. Болотиным [14] кинетическое уравнение для меры повреждения!) (3.13). Функцию т] (сг) определяли по ре зультатам двухступенчатых испытаний [266]. В случае на гружения в течение пх циклов с амплитудой ох и дальнейшего
нагружения с |
амплитудой |
а2 <С |
ПРИ числе циклов п2 |
до разрушения |
выражение |
для |
т| (о) имеет вид т] (аа) — |
Л (Pi) lg ni/^i |
|
|
|
lg (N2-nJ/N 2 *
Результаты обработки методом наименьших квадратов для пяти режимов, отличавшихся выбором а2, показали, что
данные испытаний удовлетворительно аппроксимируются выражением г) (о) = а + Ьа—а. Сравнение эксперименталь
ных данных и расчетов по формуле (3.14) показало, что ошиб ка в прогнозировании долговечности по сравнению с тако вой по линейной гипотезе уменьшилась незначительно. Это свидетельствует о том, что при случайно*! нагружении в отличие от программного учет последовательности приложе ния нагрузки с помощью нелинейной теории накопления по вреждений несущественно уменьшает ошибку в прогнози ровании долговечности по сравнению с линейной гипо тезой.
При использовании для прогнозирования долговечности в условиях случайного нагружения гипотезы Кортена — Долана возникает проблема выбора величины атах (или, что одно и то же, у) в соответствующей расчетной формуле (3.12). Выбор величины у обсуждался выше и осуществлялся на ос
нове формулы (2.65). Результаты расчетов долговечности по соотношениям Кортена — Долана представлены на рис. 83, б.
Анализ данных, |
представленных на рисунке, |
показывает, |
что с помощью |
гипотезы Кортена — Долана |
по сравне |
нию с линейной гипотезой значительно улучшилось соответ ствие расчетных и экспериментальных долговечностей. Для материала 2024-ТЗ [221, 236] расчеты лучше соответствуют эксперименту при d = 4 (точки меньше отклоняются от ли нии идеального прогнозирования при таком значении d),
для материала 2024-Т4 [202] расчеты лучше соответствуют эксперименту при d = 3. Больший разброс данных работы
(202] по сравнению с данными [221, 236] объясняется тем, что авторами работ [221, 236] испытано по 6—10 образцов для фиксированной нагрузки, а данные работы [202] получе ны по 1—2 образцам для каждого режима. Отметим, что ис пользование в вычислениях по гипотезе Кортена — Долана величин Е (а^), определенных методом СМ, дает результаты,
совпадающие с результатами расчетов по гипотезе спектраль ного суммирования Райхера.
Проанализируем также результаты испытаний образцов из алюминиевых сплавов 1201 и Д16АТ [179, 196] при случайном узкополосном нагружении. Особенностью дан
ных испытаний является то, что |
они |
проведены |
на высоких |
|||||
частотах |
нагружения |
(сплав 1201 испытан |
на |
частоте |
око |
|||
ло 1000 |
Гц, |
сплав |
Д16АТ — на |
частоте |
около 750 |
Гц). |
||
Применение |
высокочастотного |
нагружения |
позволило в |
|||||
разумные |
сроки провести довольно |
большой |
объем испы |
|||||
таний как по базе (сплав 1201 |
— база 108 циклов, сплав |
|||||||
Д16АТ — 5 |
107 циклов), так и |
по |
числу |
испытанных |
об |
разцов, в связи с чем удалось получить данные, имеющиеся
|
|
л |
|
|
S/s |
|
л |
|
|
Крите |
М атериал |
'Ь |
|
|
1КО |
е |
F |
рии |
|||
в |
|
|
Ъ |
е |
Бартле |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
та |
1201 |
5,37 |
2,75 |
• |
101* |
1,1 |
1,83 |
5,68 |
0,048 |
2,54/5/36 |
3,00/3 |
Д16АТ |
5,55 |
8,34 |
• |
10м |
0,342 |
2,02 |
5,69 |
0,031 |
1,19/2/32 |
14,7/3 |
в литературе в недостаточном объеме, а также интерпрети ровать их в статистическом аспекте.
Испытывались образцы из листовых материалов Д16АТ и 1201 в виде пластины с отверстием при симметричном рас тяжении — сжатии, температура испытаний — комнатная, саморазогрева и потери устойчивости [3] образцов в процес се циклического нагружения не наблюдалось. В табл. 6 да ны результаты регрессионной обработки усталостных испы таний, представлены оценки параметров В и Ъ степенного
уравнения |
кривой усталости и параметры линии регрессии |
Л |
---------------- А |
lg N = b (lg а — lg а) + е, а также дисперсии этих оценок.
Проверка адекватности линий регрессии эксперименталь ным данным проведена с помощью дисперсионного отноше ния F, равного отношению дисперсии внутри системы к дис
персии вокруг эмпирической линии регрессии [161]. Значе ния F и соответствующие числа степеней свободы даны в табл. 6. Анализ критических табличных значений F с соот
ветствующим числом степеней свободы показал, что адек ватность регрессии данным не вызывает сомнений. Поэтому в дальнейшем были использованы степенные уравнения кри вых усталости. Оценка однородности дисперсий проведена по критерию Бартлета. Значения критерия приведены в табл. 6. Сопоставляя данные таблицы с критическими значениями критерия, видим, что только для сплава Д16АТ с концент ратором предположение о независимости разброса логариф мов долговечности от уровня нагрузки является упрощаю^ щим.
Для обоснования необходимости учета в расчетах дол говечности нагрузок ниже предела выносливости и сопостав ления программных блочных и случайных режимов нагру жения проведены блочные испытания образцов иэ сплава 1201 при пяти режимах испытаний. В режимах 1, 2, 3 блоки состояли из двух ступеней — перегрузочной, ах — 75 МПа и уровня о2» Длительность которого п2 выбиралась из соот
ношения— = |
(— I Уровень оа для режимов 1, 2, 3 выби |
ла |
\ al I |
Режим
1 |
6 ,9 |
1 |
0 |
& |
2 |
1 ,0 7 |
1 |
0 |
6 |
3 |
3 ,4 6 |
1 |
0 |
е |
4 |
1 ,9 4 |
1 |
0 |
е |
5 |
2 ,1 7 |
1 |
0 |
7 |
lgN8 |
slgJVs |
S |
- — |
г . |
Г |
- |
|
lfeiV |
|
|
|||
5 ,8 4 |
0 ,3 6 |
0 ,1 3 6 |
|
|
||
6 ,0 3 |
0 ,3 4 |
0 ,1 3 9 |
|
|
||
6 ,5 4 |
0 ,4 9 |
0 |
, |
2 |
0 |
0 |
6 ,3 0 |
0 ,1 3 |
0 ,0 5 3 |
|
|
||
7 ,3 4 |
0 ,2 4 |
0 ,0 9 8 |
|
|
Т а б л и ц а 8. Данные прогнозирования долговечности и СКО оценок логарифмов долговечности при программном нагружении по линейной гипотезе
|
|
|
c m in — ° — 1 |
|
|
|
am in “ 0 |
|
Режим |
|
wP |
|
|
|
дор |
|
|
|
|
IgJVP |
*Ыур |
|
IgJVP |
V Y P |
||
|
^0.5 |
|
|
|||||
1 |
6 ,9 |
1 0 3 |
5 ,8 3 |
0 ,0 5 1 |
6 ,9 |
1 0 s |
5 ,8 3 |
0 ,0 5 1 |
2 |
3 ,2 |
- 1 0 e |
6 ,5 0 |
0 ,0 7 5 |
1 ,6 |
10* |
6 ,2 0 |
0 ,0 8 2 |
3 |
1 ,0 0 • 1 0 7 |
7 ,0 0 |
0 ,0 7 5 |
5 ,2 |
1 0 e |
6 ,7 2 |
0 ,1 3 7 |
|
4 |
5 ,5 |
1 0 3 |
6 ,7 4 |
0 ,0 4 9 |
3 ,7 |
1 0 6 |
6 ,5 6 |
0 ,0 8 6 |
5 |
2 ,9 |
1 0 7 |
7 ,4 6 |
0 ,0 6 2 |
9 ,9 |
1 0 e |
7 ,0 0 |
0 ,1 7 1 |
рался соответственно равным 1; 0,9 и 0,7 среднего значения предела выносливости. Распределение амплитуд и длитель ностей ступеней для режимов 4 и 5 моделировало случай ное узкополосное нагружение с распределением амплитуд Рэлея, средним квадратическим отклонением аск = 25 МПа (режим 4) и Оск = 20 МПа (режим 5).
В табл. 7 представлены данные программных испытаний образцов из сплава 1201 при режимах 1—5 и даны значения
оценок долговечностей /Vo,5» соответствующих вероятности разрушения Р = 0,5, найденные как антилогарифм средне го значения логарифмов lg N 3 экспериментальных долговеч
ностей. Здесь также даны оценки СКО каждого режима, где
siglv3 — СКО оценки lg N э.
В табл. 8 представлены результаты прогнозирования дол говечности при исследуемых режимах нагружения по линей
ной гипотезе. Расчеты /Vo,5 и lg iVp проведены по формуле
(3.49), причем в качестве минимального уровня поврежда ющих нагрузок принимались значения amin - 0 и amin *=*
Т а б л и ц а 9. Данные прогнозирования долговечности и СКО оценок логарифмов долговечности при программном нагружении по гипотезе Кортена — Долана
|
|
d = |
h |
|
|
|
d = 3 |
|
Решим |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
мР |
|
|
> |
СГ |
|
3.___ |
|
|
|
|
|
|
|
l JVP |
||
1 |
6 ,6 |
1 0 5 |
5 ,7 5 |
0 ,0 7 5 |
4 ,6 |
1 0 5 |
5 ,6 6 |
0 ,0 7 5 |
2 |
1,1 |
1 0 й |
6 ,0 4 |
0 ,0 7 5 |
8 ,0 |
• 1 0 5 |
5 ,9 0 |
0 ,0 7 5 |
3 |
3 ,0 |
. 10» |
6 ,4 7 |
0 ,0 7 5 |
1 ,7 |
10» |
6 ,2 3 |
0 ,0 7 5 |
4 |
2 ,6 . 1 0 е |
6 ,4 1 |
0 ,0 7 5 |
1 ,8 • 1 0 * |
6 ,2 5 |
0 ,0 7 5 |
||
5 |
5 ,4 |
. 1 0 6 |
6 ,7 3 |
0 ,0 6 2 |
3 ,1 |
10» |
6 ,4 9 |
0 ,0 6 2 |
= <J_i. СКО оценки lg N р, обусловленное ограниченным объ
емом испытаний при гармоническом нагружении, рассчиты
валось на |
ЭВМ СМ-3 по методике, изложенной в парагра |
фе 5 главы |
третьей. |
Расчеты |
долговечности по гипотезе Кортена — Долана, |
а также результаты вычисления СКО оценок логарифмов
долговечности для |
d = |
3 и d = 4 приведены в табл. 9. Вы |
|||||||||||
числения |
произведены |
по |
|
|
|
|
|
||||||
формулам |
|
(3.75) |
и |
(3.76) |
|
|
|
|
|
||||
с |
помощью микрокальку |
|
|
|
|
|
|||||||
лятора. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
Иа рис. 84 представле |
|
|
|
|
|
|||||||
ны данные |
расчета |
и |
экс |
|
|
|
|
|
|||||
перимента. По оси абсцисс |
|
|
|
|
|
||||||||
отложены расчетные значе |
|
|
|
|
|
||||||||
ния долговечностей, по оси |
|
|
|
|
|
||||||||
ординат— эксперименталь |
|
|
|
|
|
||||||||
ные |
долговечности. |
Вер |
|
|
|
|
|
||||||
тикальные |
отрезки |
пред- |
|
|
|
|
|
||||||
ставл яют |
|
собой 90 %-ные |
|
|
|
|
|
||||||
доверительные |
интервалы |
|
|
|
|
|
|||||||
для соответствующих |
оце |
|
|
|
|
|
|||||||
нок |
экспериментальных |
Рис. 84. Расчетные и эксперимен |
|||||||||||
долговечностей. |
Результа |
тальные |
данные для программного |
||||||||||
ты расчетов значений t со |
нагружения: |
|
|
||||||||||
гласно формулам |
(3.59) и |
1— 4 — блочное нагружение с двумя сту |
|||||||||||
пенями; |
5— 8 — блочное нагружение |
с |
|||||||||||
(3.60) приведены в табл. 10. |
шестью ступенями: 7, 5 — расчет по линей |
||||||||||||
ной гипотезе, <rmin = o _ t; s, |
6 — расчет |
||||||||||||
В |
таблице |
приведены зна |
по линейной гипотезе, omjn = |
0; 4 , 8 |
— |
||||||||
чения |
t |
критерия |
|
Стыо- |
распет по гипотезе Кортена — Долана,d в |
||||||||
дента |
для |
|
пяти |
режимов |
=3; з, |
7 —расчет по гипотезе Кортена—До |
|||||||
|
лана, |
d = |
4, |
|
|
|
Линейная гипотеза |
|
Гипотеза Кортена — Долана |
|||||
Режим |
°m in' |
|
amin = u |
d=: 4 |
|
c/ == 3 |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
O I A |
i |
'o.i:fe |
1 |
|
t |
|
|
|
' , ; |
|
|
|
|
|
|
1 |
0 ,0 7 |
1 ,9 4 |
0 ,0 7 |
1 ,9 4 |
0 ,5 8 |
1 ,8 6 |
1 ,1 6 |
1 ,8 6 |
2 |
2,98*» |
1 ,9 4 |
1 ,0 5 |
1 ,9 4 |
0 ,0 6 |
1 ,9 4 |
0 ,8 2 |
1 ,9 4 |
3 |
2 , 1 5 * |
2 ,0 2 |
0 ,7 4 |
1 ,8 6 |
0 ,3 2 |
2 ,0 2 |
1 ,4 5 |
2 ,0 2 |
4 |
6 , 1 * |
1 ,8 0 |
2 , 5 7 * |
1 ,7 0 |
1 ,1 2 |
1 ,7 2 |
0 ,5 4 |
1 ,7 2 |
5 |
0 ,9 7 |
1 ,8 6 |
1 ,7 3 * |
1 ,6 5 |
5 ,2 6 * |
1 ,8 6 |
7 ,4 5 * |
1 ,8 6 |
программных испытаний и для четырех вариантов расчета. Значения t сопоставляются с критическими значениями критерия для уровня значимости 10 % — £о,1;л- Звездочкой отмечены те значения t, которые попадают в критическую
область критерия, откуда можно сделать вывод, что соответ ствующий метод расчета не согласуется с данными экспери ментов. Анализ результатов, представленных на рис. 84 и в табл. 10, позволяет сделать для данного материала и исследо ванных режимов ряд выводов. Результаты испытаний на режимах 1—4 качественно согласуются друг с другом, но существенно отличаются от результатов испытаний при ре жиме 5. Для режимов 1—4 расчеты по линейной гипотезе без учета повреждающего действия недогрузок ниже исходного
предела выносливости (от т = |
cr_i) дают завышенные зна |
чения долговечности. Учет всех |
нагрузок блока при расчете |
долговечности (ат ш = 0) путем продления в сторону низких напряжений левого участка кривой усталости в степенном виде позволяет улучшить соответствие расчета и эксперимен та. Ошибка в этом случае при прогнозировании долговечно сти в трех из четырех режимов незначима, однако при расче тах режимов 2—4 неконсервативна. Гипотеза Кортена — Долана при d = 4 дает результаты прогнозирования лучше, чем линейная гипотеза (значения t в трех случаях из четырех
меньше, чем для линейной гипотезы), причем погрешность в трех случаях из четырех идет в запас прочности. Расчеты по гипотезе Кортена — Долана при d = 3 также не противо
речат результатам экспериментов и дают консервативные оценки долговечности, однако значения t достаточно велики
и в трех случаях из четырех больше соответствующих значе ний для d = 4. Поэтому был сделан вывод о том, что резуль
таты экспериментов при режимах 1—4 удовлетворительно
описываются с помощью гипотезы Кортена — Долана с па раметром d = 4.
Результаты испытаний при режиме 5 не противоречат расчетам по линейной гипотезе с amin = О—1. Все остальные
варианты расчетов дают сильно заниженные значения долго вечностей. Отметим, что максимальные нагрузки в блоке при режимах 1—4 составляют атах = 75 МПа, а в режиме 5 —
—*о,пах = 62 МПа. По-видимому, различие в результатах сопоставления расчетов и экспериментов при разных режимах и можно объяснить тем, что повреждающее действие нагру зок зависит от перегрузок. Отметим, что при номинальных напряжениях 75 МПа в зоне концентрации напряжений мак симальные напряжения близки к пределу текучести мате риала.
Данные испытаний образцов с концентратором при случайпом узкополосном нагружении представлепы на рис, 85, а (сплав 1201) и рис. 85, б (сплав Д16АТ).
Известно, что распределение амплитуд гауссовского уз кополосного процесса является рэлеевским, однако это тео ретическое положение должно быть проверено путем непо средственной обработки записи нагрузки (отклонение экспериментального распределения от теоретического распре деления Рэлея может быть обусловлено, например, различ ного рода нелинейностью в усилителях, механической сис теме нагружения и т. д.). Случайная нагрузка обрабатыва лась на ЭВМ СМ-3, причем скорость считывания сигнала с датчика и занесения отсчетов в оперативную память ЭВМ рав нялась 8 кГц. При несущей частоте нагрузки 1 кГц это зпачит, что на период изменения нагрузки приходится 8 отсче тов. Для проверки соответствия теоретического распределе ния Рэлея и эмпирической плотности распределения макси
мумов |
случайной нагрузки |
сравнивали моменты распреде- |
|||
|
оо |
|
|
|
|
ления |
Е (хк) = j* хкр |
(x)dx, |
рассчитанные для |
распределе- |
|
|
о |
|
|
|
|
ния Рэлея и при обработке записи нагрузки по формуле |
|||||
|
|
— |
м |
4 /М , |
(4.55) |
|
|
хк = |
£ |
||
|
|
|
i=i |
|
|
где х\ — максимум; |
М — число |
обработанных |
максимумов. |
Ниже приведены значения Е (xh) (расчет по распределению
Рэлея) |
и xh (расчет для М = 2,6 |
104). |
|
|
|
|
|
||||||
к |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
|
7 |
8 |
|
|
9 |
10 |
|
Е (х |
к) 2,00 3,76 |
8,00 |
18,8 |
47,9 |
1,31 |
10а |
3,82 . |
10* |
1,17 |
. 10» |
3,84 . |
103 |
|
х к |
1,92 3,61 |
7,70 |
18,2 |
46,8 |
1,29 |
. 10а |
3,76 . |
10а |
1,15 |
. 103 |
3,65 . |
10я |
Рис. 85. Расчетные и экспериментальные данные испытаний при слу чайном нагружении образцов с концентратором иа сплава 1201 (а ) и
Д16АТ (б):
1 — экспериментальная кривая усталости; г — расчет |
по линейной гипотезе |
<rmin = °_i! 3 — расчет по линейной гипотезе omjn = 0; |
4 — 90 %-ныс довери |
тельные интервалы для долговечностей по линии регрессии; 5, б — расчет по гипо тезе Кортена—Долана (d = 3 в d = 4 соответственно); 7 — расчет по соотноше ниям Серенсена—Ногаева; 8 — данные программных испытаний; кружки — эк
спериментальные данные.
Анализ результатов показывает, что различие в теорети ческих значениях Е (хк) и полученных обработкой реальной нагрузки величинах xk незначительно с точки зрения про
гнозирования долговечности при рассматриваемом виде слу чайного нагружения. Поэтому в дальнейшем в расчетах долговечности использовалась плотность распределения Рэ лея максимумов случайной нагрузки.
Т а б л и ц а |
11. Данные обработки усталостных |
испытаний прп |
|
|||||
случайном |
нагружении |
сплавои |
1201 |
и Д16АТ |
|
|
|
|
|
л |
|
Sл |
|
|
|
Крите |
|
|
л |
л |
З а |
|
рий |
|||
Материал |
ъ |
F |
||||||
в |
Ъ |
l g ° C ! « € |
е |
Бартле- |
||||
|
|
|
|
|
|
|
та |
1201
(гладкий) |
8,24 |
3,59 |
• |
1021 |
2,20 |
1,86 |
0,21 |
0,066 |
— |
— |
|
|
Д16АТ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(гладкий) |
5,31 |
1,73 |
• |
101в |
0,437 |
1,83 |
6,53 |
0,048 |
8,68/13/2 |
5,05/3 |
||
1201 |
(с кон |
|
4,46 . |
1011 |
0,455 |
1,39 |
6,23 |
0,039 |
6,99/2/38 |
7,92/3 |
||
центратором) 3,88 |
||||||||||||
Д16АТ (с |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
концентра |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
тором) |
4,48 |
2,0 |
|
1013 |
0,314 |
1,53 |
6,54 |
0,025 |
3,03/33/2 |
12,4/3 |
||
В табл. И приведены результаты регрессионного анали |
||||||||||||
за, |
даны |
оценки параметров |
линий |
регрессии N OCK = |
В у |
|||||||
параметры |
уравнения lg N = |
— Ъ (lg crCK— lg оСк) + |
е, |
а |
также дисперсии этих оценок. В таблице даны значения дис персионного отношения F, с помощью которого оценивалась
адекватность линии регрессии. Для образцов с концентрато ром из сплавов 1201 и Д16АТ подтверждена адекватность линии регрессии экспериментальным данным. В связи с этим считали, что обоснованным является применение методики статистической обработки, изложенной в параграфе 5 главы третьей. Испытания при случайном нагружении проведены на базах 5 107 — 108 циклов, причем перелом кривых ус талости не наблюдался, что свидетельствует о необходимости проведения испытаний на повышенных базах (108 — 109 циклов).
Экспериментальные значения долговечностей сопостав ляются с расчетными по гипотезе линейного суммирования
повреждений, причем в расчетах по этой гипотезе использу-
л л
ются распределение Рэлея и оценки параметров В и Ь кривой
усталости при гармоническом нагружении, соответствующей 50%-ной вероятности разрушения. Результаты расчетов по линейной гипотезе для сплавов 1201 (образцы с концентра тором) приведены в табл. 12, причем расчеты проведены для
различных значений а = - mln- и v = °ma* .
°ск °ск
Величину у варьировали с целью исследования зави
симости прогнозируемой долговечности от выбора верхнего V
предела интегрирования в интеграле ^ аРр (х) dx, |
Для |
а |
|
удобства сопоставления приведены результаты экспери мента.
Анализ результатов расчетов, представленных в табл. 12, позволяет сдэлать следующие выводы. Прогнозируемая дол говечность практически не зависит от значения у, поэтому в качестве верхнего предела интегрирования допустимо при нимать у = 4,5 либо у = оо. Зависимость долговечности
от выбора нижнего предела интегрирования является более существенной, причем с уменьшением уровня оС|1 она выра жена в большей степени и расчеты с сгт |П= 0—\ дают некопсер-
вативиые оценки долговечности с большой погрешностью (см. рис. 85). Разница в расчетах долговечности с различны ми значениями amin уменьшается с увеличением аск и при пси = 29 МПа и аск == 33 МПа не является существенной. Расчеты долговечности с пт |П= 0 и пгат = 0,5n_t дают ре зультаты, которые различаются несущественно. Прогнози руемая долговечность уменьшается с уменьшением amjn. Аналогичная картина справедлива и для сплава Д10АТ. Поэтому в дальнейшем в расчетах по линейной гипотезе при нимали у = 4,5 и Пшш = 0. На рис. 85 представлены резуль
таты прогнозирования долговечности по линейной гипотезе (а = 0). Для образцов с концентратором из сплавов 1201 и Д16АТ линейная гипотеза дает завышенные оценки дол говечности.
Для того чтобы убедиться в том, что разница в экспери ментальных и расчетных долговечностях не может быть объяснена только случайными отклонениями в результа тах экспериментов как при случайном, так и при гармони ческом нагружении, был использован критерий сравнения Стыодента, методика применения которого описана выше. Результаты вычислений для сплава 1201 приведены в табл. 13. Кроме того, там же приведены данные о результатах ре грессионной обработки экспериментальных данных при слу
чайном нагружении — величины lg N 3 и |
э. Поскольку |
Т а б л и ц а 12. Прогнозирование долговечности |
по лилейной гипотезе |
°ек» |
iV« . |
а = 0, |
a = |
0, |
М П а |
iV0,5 |
Y = « |
V = |
4,5 |
О II
Y = 5
a = o _ i/o CK,
Y =*4,5
15 |
1,15 |
107 |
5,35 |
107 |
5,22 • |
107 5,20 - 107 |
7,05 |
.• 10» |
5,95 |
- |
107 |
|||
20 |
4,0 |
- 10e |
1,25 |
107 |
1,22 |
■107 |
1,21 |
107 |
3,05 |
107 |
1,25 |
|
107 |
|
24 |
1,86 |
- 10» |
4,06 |
10» |
3,97 |
.■10* |
3,95 |
■. 107 |
5,72 |
. 10» |
4,0 |
|
10» |
|
29 |
9,66 |
-. 10» |
1,61 |
10» |
1,57 |
• |
10» |
1,84 |
■ 10» |
1,84 |
.■10» |
1,58 |
- |
10» |
33 |
5,53 |
. 10» |
7,33 |
10» |
7,16 |
10* |
7,12 |
. 10* |
7,68 |
10» |
7,17 |
|
10» |