книги / Многоцикловая усталость при переменных амплитудах нагружения
..pdfность нелегироваппой стали окажется выше. При при менении более прочного материала, зарекомендовавшего
себя |
при чисто |
статическом |
нагружении, возрастает |
|
чувствительность |
к надрезам |
и к повышенному |
сред |
|
нему |
напряжению |
цикла. Одновременно ухудшается |
соп |
ротивляемость распространению трещины и снижается остаточная прочпость в надрезанпом сечении. Эти свой ства исключительно неблагоприятны на практике, так как даже небольшой надрез, который не всегда может быть вы явлен при коптроле, особенно па толстых сечениях, очень сильно снижает значение разрушающей нагрузки. Приме нение современных высокопрочных материалов для цикли чески нагруженных конструкций оказывается' успешным только в том случае, если оно сопровождается тщательным
конструированием детали, высококачественным |
изготовле |
|
нием и применением |
эффективной системы контроля. |
|
С о с т о я н и е |
м а т е р и а л а . Влиянию |
состояния |
материала на его циклическую прочность также уделяется особое внимание. При современных способах производства металлов, включающих такие операции, как плавка, разлив ка, в материале образуется ряд включений, неплотностей, аномалий, которые даже после горячей деформации влияют на механические свойства и тем самым на циклическую проч ность. Неметаллические включения в зависимости от их механических и теплофизических свойств, формы, размера, распределения являются концентраторами напряжений и соз дают поля остаточных напряжений.
Эти факторы особенно сильно сказываются на высоко прочных материалах, поскольку в них при пластической деформации локальные остаточные напряжения либо не уменьшаются, либо уменьшаются незначительно. Умень шить степень влияния включений на долговечность можно путем прокатки, в результате чего хрупкие включения дро бятся на мелкие части, а пластичные вытягиваются в волокна.
С помощью термической обработки можно в широких пределах изменять структурное состояние и механические свойства сталей. При сравнении нормализованной, нормали зованной с перегревом, отпущенной па мартенсит и отпу щенной па мартенсит с ферритом структуры видно, что пре делы выносливости нормализованной с перегревом струк
туры ниже, |
чем нормализованной структуры. Понижение |
||
циклической |
прочности таких структур |
объясняется |
рос |
том размера |
зерна. |
|
|
С о с т о я н и е п о в е р х н о с т и |
д е т а л и . |
Шеро |
ховатость поверхности также заметно влияет на сопротив ление усталости. Предел выносливости увеличивается по
мере улучшения качества поверхности и вообще выше, ког да направление обработки параллельно действию напряже ния. Однако трудно определить, в какой степени данный эффект зависит от концентрации напряжений вследствие поверхностных неровностей, так как при поверхностной об работке возникают наклеп и остаточные напряжения. Этим, вероятно, объясняется более низкий предел выносливости электрополированных образцов по сравнению с механичес ки полированными, несмотря на более гладкую поверхность первых.
О с т а т о ч н ы е н а п р я ж е н и я . Кроме остаточ ных микронапряжений, являющихся следствием неоднород ности микроструктуры, следует учитывать остаточные мак ронапряжения, возникающие при обработке и часто созда ваемые преднамеренно. Остаточные напряжения возникают почти при всех способах обработки поверхности. Когда на пряжения на поверхности оказываются растягивающими, внешняя нагрузка скорее вызывает повреждение, чем при наличии остаточных сжимающих напряжений. Часто для повышения циклической прочности применяют поверхност ную механическую обработку, например дробеструйную, а также азотирование или цементацию. Поскольку с помощью пластической деформации можно понизить остаточные на пряжения, эти способы обработки поверхности имеют зна чение только лишь в отношении предела выносливости. В области ограниченной выносливости их действие заметно ослабляется. Сжимающие остаточные напряжения могут возникать на поверхности детали, если после сильного на грева ее быстро охладить. Большой эффект можно получить для деталей из алюминиевых сплавов, имеющих концентра цию напряжений Г180].
Эксплуатационные факторы. К эксплуатационным факто рам относятся параметры среды, в которой работает деталь и
которые влияют на ее |
сопротивление усталости. |
Т е м п е р а т у р а . |
При повышенных температурах |
оценка циклической прочности затрудняется вследствие процессов ползучести, особенно при испытании на усталость асимметричными циклами нагрузки.
Изменение циклической прочности при повышении тем пературы аналогично в общих чертах изменению таких ме ханических характеристик, как предел текучести и времен ное сопротивление. Она уменьшается с повышением темпе ратуры и, наоборот, возрастает с ее понижением. Однако в тех интервалах повышенных температур, где процессы скольжения затруднены, циклическая прочность возраста ет, как, например, в области синеломкости углеродистых
сталей. Этот эффект объясняется динамическим взаимодей ствием между скользящими дислокациями и атомами угле рода и азота, приводящим к затруднению процессов пласти ческой деформации в ферритных зернах. Повышение вынос ливости сталей при низких температурах связывается с зависящей от температуры составляющей напряжения тече ния в феррите.
Сповышением температуры горизонтальный участок но кривых усталости исчезает, что свидетельствует об отсутст вии физического предела выносливости. Для каждой группы металлов и сплавов имеются свои предельные температуры, выше которых характеристики прочности, в том числе и предел выносливости, резко снижаются. При температурах до 400—500 °С используются теплоустойчивые ферритные стали, при температурах до 600—700 °С — аустенитные ста ли и при температурах до 1000 °С — сплавы на основе ни келя и кобальта.
Наиболее существенный рост предела выносливости в об ласти низких температур имеет место для углеродистых сталей. Для надрезанных образцов это увеличение менее существенно, чем для гладких.
Ср е д а . Срок службы металла при циклическом дефор мировании в итоге определяется скоростью роста трещины. Поскольку усталостпая трещина распространяется из об ласти концентратора на поверхности в глубь материала,
окружающая среда вступает в контакт с ее поверхностью и посредством химических и физических механизмов влияет на процесс ее развития. При понижении давления от атмо сферного до глубокого вакуума циклическая долговечность металлов при одной и той же нагрузке возрастает на один-два порядка. В условиях нормального атмосферного давления более низкое значение циклической долговечности объясня ется воздействием паров воды и кислорода, которые созда ют адсорбционные и оксидные слои на поверхностях трещины. Однако понижать долговечность могут и жидкие среды.
При наличии коррозионных сред, к которым может быть отнесена пресная вода, морская и др., сопротивление уста лостному разрушению резко снижается.
Коррозионному воздействию среды могут подвергаться даже такие материалы, которые без циклической нагрузки являются коррозионно-стойкими. Типичным для влияния коррозионной среды является исчезновение горизонтально го участка на кривой усталости. Поэтому при воздействии коррозионных сред нельзя проводить расчеты по пределу выносливости, как это делается в случае усталости на воз духе. При совместном действии коррозии и переменных
6,мпа
по
120
wo
80
SO
Рис. 14. Регрессионная обработка результатов усталостных испытаний и построение кривых усталости по параметру вероятности разрушения:
2 — линия регрессии, медианная припая усталости; г — 90 %-ные доверительные
интерпалы для долговечностей, соответствующих вероятности разрушения |
Р = |
|||||
= |
0,5; |
$ — кривая усталости, соответствующая вероятности |
разрушения |
Р = |
||
= |
0,01, |
построенная графическим способом; |
4 — расчетная |
кривая |
усталости |
|
для Р = 0,01; 5 — толерантные пределы долговечностей для |
Р = 0,01 и коэффи |
|||||
циента |
доверия 0 = 0,99 (светлые кружки — результат испытания одного образ |
|||||
ца, |
темные — долговечности, соответствующие |
заданным вероятностям |
разруше- |
цня).
пне в циклической долговечности ие может быть объяснено только погрешностями при задании нагрузки (ошибки силоизмерения, перекос при установке в захватах, вариация размеров опасного сечепияи т. п.) и обусловлено в основном микроструктурной неоднородностью материала и локальным характером зарождения и развития усталостного поврежде ния.
В качестве примера на рис. 14 приведены данные уста лостных испытаний образцов с концентратором из алюмини евого сплава Д16АТ. Представленные на рисунке данные показывают достаточно типичное рассеяние долговечностей, наблюдаемое при испытаниях металлических конструкци онных материалов. Во многих случаях разброс долговеч ностей па одном уровне напряжений превышает десятикрат ный. Для интерпретации получаемых при усталостных испытаниях результатов применяют различные методы, вы бор которых зависит от цели испытаний, объема данных (число испытанных обраацов), априорных сведений о форме кривой усталости и от способа вероятностного описания рас сеяния долговечностей. Простейший способ обработки та кой совокупности экспериментальных данных заключается в построении осредненной кривой усталости графическим способом или по способу наименьших квадратов (160]. Эти
|
|
|
|
способы |
применимы |
как |
||||||
|
|
|
|
в |
случае |
ограниченного |
||||||
|
|
|
|
объема испытанных образ |
||||||||
|
|
|
|
цов |
(по стандарту [110] — |
|||||||
|
|
|
|
не менее 15 шт.), |
так и при |
|||||||
|
|
|
|
большом их числе. Однако |
||||||||
|
|
|
|
осредненная |
кривая |
уста |
||||||
|
|
|
|
лости |
не содержит инфор |
|||||||
|
|
|
|
мации о такой важной ха |
||||||||
|
|
|
|
рактеристике |
испытывае |
|||||||
|
|
|
|
мых образцов, как степень |
||||||||
|
|
|
|
разброса |
индивидуальных |
|||||||
|
|
|
|
долговечностей |
вокруг |
|||||||
|
|
|
|
осреднеипой |
кривой, |
в то |
||||||
|
|
|
|
время |
как в |
расчетах ре |
||||||
|
|
|
|
сурса |
и |
надежности |
кон |
|||||
|
|
|
|
струкций |
|
существенное |
||||||
|
|
|
|
значение имеют минималь |
||||||||
|
|
|
|
но |
|
возможные |
значения |
|||||
|
|
|
|
прочности и долговечности |
||||||||
|
|
|
|
и |
их |
вероятность. |
|
|||||
|
|
|
|
|
Чтобы |
получить |
необ |
|||||
|
|
|
|
ходимые |
статистические |
|||||||
Рис. 15. Кривые распределения дол |
характеристики, |
проводят |
||||||||||
соответствующие усталост |
||||||||||||
говечностей образцов с концентра |
ные |
испытания |
и постро |
|||||||||
тором напряжений из сплава |
Д16АТ |
|||||||||||
при |
регулярном |
нагружении |
(свет |
ение |
|
кривых распределе |
||||||
лые |
кружки — |
экспериментальные |
ния |
долговечности; семей |
||||||||
данные, темные — долговечности, со |
ства |
кривых |
усталости по |
|||||||||
ответствующие вероятностям разру |
параметру |
вероятности |
||||||||||
шения Р , равным 0,5; 0,1; 0,01; |
||||||||||||
разрушения |
и кривой рас |
|||||||||||
штриховая — аппроксимация |
экспе |
|||||||||||
риментальных точеК). |
|
пределения предела выно |
||||||||||
|
|
|
|
сливости |
[1101. Для |
этого |
по единой методике на каждом из 4—6 уровней напря жений испытывают не менее 10 одинаковых образцов та ким образом, чтобы на минимальном уровне напряжений до базового числа циклов разрушалось примерно 5—15 % испытываемых на этом уровне образцов, а на следующем (в порядке возрастания) — около 40—60 %. Максимальный уровень напряжения выбирают с учетом требования на про тяженность левой ветви кривой усталости (для многоцикло вой усталости должно быть N > 5 104). Оставшиеся уров
ни распределяют равномерно между максимальным и мини мальным уровнями напряжений.
Результаты этих усталостных испытаний обычно обра батывают таким образом, чтобы вначале построить кривые
распределения долговечности (результаты испытаний на од ном уровне напряжений дают одну кривую распределения долговечности). Для этого значения долговечностей Ni для
образцов одного уровня напряжений располагают в вари ационный ряд Ni ^ N 2 ^ ...<I N n в порядке возрастания
долговечности. Кривые распределения долговечности (рис. 15) строят на нормальной вероятностной бумаге (или на вероятностной бумаге распределения Вейбулла или друго го закона распределения) [68], по оси абсцисс откладывают
величины N = Ni в |
логарифмическом |
масштабе, |
по |
оси |
ординат — значения вероятности разрушения образцов |
(яа- |
|||
копленные частоты) Р |
I_0 5 |
г—номер |
образца |
|
= Р\ = ----- —, где |
||||
|
ТЬ |
|
|
|
в указанном вариационном ряду, а п — общее число образ
цов, испытанных на данном уровне напряжений (на рис. 15 представлены результаты тех же экспериментов, что и на рис. 14). Если на рассматриваемом уровне напряже ний разрушились не все образцы, то строят только ниж нюю часть кривой распределения (до базовой долговеч ности).
Совокупность кривых распределения долговечностей для разных уровней напряжений обрабатывают с целью постро ения кривых усталости Np (а), соответствующих вероятно сти разрушения Р, где иод Np (а) понимают число циклов
нагружения (характеризующихся амплитудой или макси мальным напряжением цикла а), для которого вероятность разрушения образца равна Р . Графические зависимости Np (а) называют кривыми равной вероятности разрушения,
а иногда короче — квантильными кривыми усталости. Для построения Np (а) по кривым распределения долговечности
поступают следующим образом. По заданной вероятности разрушения Р , пользуясь графиками кривых распределе ния, находят долговечности, соответствующие вероятности
Р, |
а затем |
графически |
интерполируют |
полученные точки |
в |
координатах о — \gN |
(см. рис. 14). |
|
|
|
Обычно |
предполагается (это связано |
с принятием для |
распределения долговечностей логарифмически нормально го закона), что осредпенная кривая усталости, получае мая интерполированием результатов небольшого объема ис
пытаний в |
координатах |
lg а — lg N |
(или |
а — lg IV), со |
ответствует |
вероятности |
разрушения |
50 % |
и определяет |
среднее значение логарифмов числа циклов до разрушения. Представление результатов усталостных испытаний в виде кривых усталости равной вероятности разрушения приме няется при определении долговечности или ресурса с уче том их вероятностного разброса.
Результаты эксперимента, на основании которых постро ены кривые усталости равной вероятности разрушения, ис пользуются и для определения распределения предела вы носливости для заданной базы испытаний. Такое представ ление характеристик сопротивления усталости дополняет пред ставление результатов в виде квантильных кривых усталости и имеет самостоятельную ценность при определении допу скаемых напряжений или коэффициентов запаса прочности. Для построения распределения предела выносливости стро ят кривые распределения долговечностей для шести уровней напряжений, по ним строят кривые усталости для вероят ностей разрушения Р, равных 0,01; 0,1; 0,3; 0,5; 0,7; 0,9; 0,99. По этому семейству кривых усталости с помощью вер тикальной прямой, проходящей через значение N — выбран
ной базы испытаний, па ходят значения пределов выносли вости для разных вероятностей разрушения. Если это не обходимо, допускается графическая экстраполяция кривых усталости, соответствующих малым вероятностям разруше ния. Найденные значения пределов выносливости наносят на нормальную вероятностную бумагу. Через полученные
точки проводят линию, |
представляющую' собой графичес |
кую оценку распределения предела выносливости. |
|
Уровни напряжений, |
на которых строят распределе |
ния долговечностей при определении предела выносливости, рекомендуют выбирать следующим образом [110]. Выбира ют самый высокий уровень напряжений — 1,3—1,5 средне го значения предела выносливости. Остальные уровни вы бираются так, чтобы на среднем уровне разрушалось около
50 |
% |
образцов, |
на двух высоких — 70—80 % |
и не менее |
90 |
%, |
на двух |
низких — не более 10 % и 20—30 % соответ |
|
ственно. |
|
|
||
|
Для определения среднего значения предела выносливо |
|||
сти Од и его среднеквадратического отклонения |
sOR приме |
няется метод ступенчатого изменения нагрузки (вверх — вниз) [160]. Испытания проводят на нескольких уровнях, соседние уровни напряжений а* различаются на постоянную величину До, которая выбирается в диапазоне 0,5—2,0 $0/?. В зависимости от того, разрушился или не разрушился образец, испытанный на предыдущем уровне напряжений, следующий образец испытывают на соседнем, соответственно меньшем или большем уровне. По формулам, приведенным в работе [161], рассчитывают од и saR. Для надежного опре деления sOR необходимо примерно 30 образцов, для опреде
ления Од достаточно около ДО образцов. При меньших объе-
мах испытаний могут быть использованы таблицы дли опре деления crR, приведенные в работе [237].
Для графического построения кривых усталости по па раметру вероятности разрушения необходим большой объем усталостных испытаний. С целью уменьшения числа образ цов, необходимых для построения кривых усталости, целе сообразно решить вопрос о виде распределения долговеч ности N при заданном уровне нагрузки о, что позволяет
ограничиться определением по экспериментальным данным только небольшого числа параметров выбранного распре деления. Для описания распределения долговечности пред ложено применять логарифмически нормальное, Вейбулла, диффузионное (обратное нормальное), Бернштейна и другие
распределения |
19, |
14, |
35, |
78, |
84, |
160, |
161]. |
|
Плотность логнормального распределения N можно за |
||||||||
писать в виде |
|
|
|
|
|
fig УУ— ^ (lg TV)]5 |
|
|
Р (N) = -77*= |
|
exp |
(1.20) |
|||||
|
|
2& |
||||||
|
V 2л In ЮNsleN |
|
|
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
IgW |
|
или более простом |
|
|
[\gN-B{\gN)]* |
|
||||
P Og N) = |
V 2iT Mg N |
exp |
( 1. 21) |
|||||
|
|
|
|
2s2 |
|
|||
|
|
|
|
Л5\е iv |
|
где E (lg N) и si , N — математическое ожидание |
(среднее зна |
||||||
чение) |
и средпее квадратическое отклонение случайной ве |
||||||
личины |
lg N. |
|
|
|
|
|
|
Логнормальное |
распределение является асимметричным, |
||||||
причем |
|
|
|
|
|
|
|
|
Е (N ) = 10Е(,е т |
10s,e w/2 lge. |
(1.22) |
||||
При |
больших |
разбросах |
по долговечности (больших |
||||
% jv) разница между Е (N) |
и 10Е(,е N, является существенной, |
||||||
о чем свидетельствуют следующие |
данные: |
|
|||||
|
s lgN |
0,1 |
0,2 |
0,25 |
0,3 |
0,35 |
0,4 |
|
E { N ) / ЮЕ (№ |
1,02 |
1,11 |
1,18 |
1,27 |
1,38 |
1,53 |
При небольших SI,.JV можно приближенно полагать Е (N) »
Проверить соответствие эмпирического распределения логнормальному можно с помощью критерия согласия X2
Пирсона, требуемый объем выборки примерно 50 и более. При небольших объемах выборки можно применить простой критерий Дэвида, согласно которому вычисляется отноше ние размаха выборки к оценке средного квадратического отклонения и сопоставляется с табличным критическим [68]. Очень часто используется графическая проверка с помощью вероятностной бумаги, основанная на том, что распределе
ние нормальной случайной величины представляется прямой линией на нормальной вероятностной бумаге. На рис. 15 сопоставлены эмпирические распределения с нормальным, параметры распределения которого оценивались по извест ным формулам
lg N = |
£ to* . |
|
- i = 4 ------ ; |
(1.23) |
|
£]g N |
(IgiVi)2 |
(1.24) |
Как видно из рисунка, при трех уровнях а соответствие эмпирического закона распределения нормальному хорошее, а для а = 80 МПа распределение «загибается» при малых Р, что хорошо согласуется с известным фактом [1611 о не
обходимости введения |
порога |
чувствительности |
по циклам |
|||||||
N 0 и |
рассмотрения |
нормального |
распределения |
величины |
||||||
lg (N — N 0) при |
уменьшении |
уровня |
нагружеиности |
[84, |
||||||
161]. |
Нормальное |
|
распределение |
lg (TV — N 0) |
с |
порогом |
||||
чувствительности |
по циклам |
7V0 |
записывается |
в |
виде |
|||||
|
|
|
p[lg(TV -TV 0)] = |
|
|
|
|
|||
- |
<------------« |
• [ - |
W |
- |
y |
' ' . < » - « ! ■ |
]. (1 Я ) |
|||
г |
slg {N_ Ne) |
|
[ |
|
|
zsig <JV—iv0) |
|
J |
|
|
Величина N 0 может |
быть определена |
методом |
наименьших |
|||||||
квадратов или методом максимума правдоподобия |
[160], |
|||||||||
для надежной оценки N 0 число испытанных образцов долж |
||||||||||
но быть достаточно |
большим |
[144]. |
|
|
|
|
Оценки параметров логнормального распределения по формулам (1.23) и (1.24) имеют случайный характер, при повторных испытаниях групп из п образцов той же партии
оценки параметров будут варьировать от |
группы к группе. |
||
Достоверность оценок |
___ _ Л |
близость |
к дей |
lg N и sig N и их |
|||
ствительным значениям |
среднего Е (lg N) |
и среднеквадра |
|
тического отклонения |
определяется |
объемом |
группы |
п и величиной рассеивания долговечностей. Точность опре-
деления lg N и sjg N можно охарактеризовать с помощью
доверительных интервалов с доверительной вероятностью Р = 1 — а, содержащих истинное значение оцениваемого параметра [64, 67]:
lgJV |
j* |
< E (lg N) <C lg N |
a.sjg]Y) (1.26) |
1 2 |
' 2 |