
- •ВВЕДЕНИЕ
- •1. РАСЧЕТ КАК ИНСТРУМЕНТ ОБЕСПЕЧЕНИЯ НАДЕЖНОСТИ КОНСТРУКЦИЙ
- •1.1. Изменчивость расчётных параметров
- •1.2. Применение теории вероятностей для учета изменчивости
- •1.3. Особенности нормального закона распределения
- •1.4. Параметры метода расчёта по допускаемым напряжениям
- •1.6. Вероятностная зависимость параметров исходных данных
- •1.7. Метод расчёта по разрушающим нагрузкам и условный коэффициент запаса
- •1.8. Расчётные параметры метода предельных состояний
- •1.9. Совершенствование метода предельных состояний
- •1.10. Учёт фактора времени
- •2.3. Постоянные нагрузки
- •2.4. Полезные нагрузки на перекрытия
- •2.5. Снеговые нагрузки
- •2.6. Ветровые нагрузки
- •2.7. Температурные климатические воздействия
- •2.8. Крановые нагрузки
- •2.9. Аварийные ударные воздействия
- •2.11. Сочетания нагрузок
- •3. ИЗМЕНЧИВОСТЬ СВОЙСТВ СТРОИТЕЛЬНЫХ МАТЕРИАЛОВ
- •3.1. Основные положения
- •3.2. Строительные стали
- •3.3. Бетоны
- •3.4. Строительные растворы
- •3.5. Кирпич и каменная кладка
- •3.6. Древесина
- •3.7. Грунты
- •4. ЗАДАЧИ РАСЧЁТА КОНСТРУКЦИЙ НА НАДЁЖНОСТЬ
- •4.1. О надёжности ограждающих конструкций при расчёте на теплопередачу
- •4.2. Вероятностная оценка прочности железобетонных элементов по нормальным сечениям при изгибе
- •4.3. Изменчивость несущей способности изгибаемой конструкции
- •4.4. Неопределенность расчетных моделей конструкций
- •Библиографический список

1.7. Метод расчёта по разрушающим нагрузкам и условный коэффициент запаса
Единый коэффициент запаса использовали и в методе расчёта по разрушающим (предельным) нагрузкам. Структура условия прочности по этому методу практически не изменилась:
Q ≤ |
Qразр |
, |
(1.35) |
n k
где Qn − усилие от эксплуатационных (нормативных) нагрузок; Qразр − разрушающее усилие, которое является функцией несущей способности конструкции с учётом нелинейных свойств материалов и резервов системы за счёт перераспределения внутренних усилий.
вменьшей степени на оценку нагрузочногоИэффекта Q. В новом методе расчёта в определённой степениДпроизошла переориентация в оценке значимости исходных данных и особенно их изменчивости. Расчётные значения пределовАпрочности материалов принимались равными среднестатистическим значениям, а расчётные нагрузки устанавливались путём умножениябэксплуатационных нагрузок на нормируемые коэффициенты запаса, дифференцированные от 1,6 до 2,2,
взависимости от соотношенийи несущей способности и воздействий. Например, нормируемый коэффициент запаса прочности нормальных сечений железобетонныхС конструкций имел два значения: 1,8 и 2.
По мнению В.Д. Райзера [51], коэффициент запаса k в условии (1.35) является, в сущности, функцией нормативных значений нагрузки и несущей способности: n
Qn
Детерминированную величину kn В.В. Болотин назвал условным коэффициентом запаса, не являющимся случайной величиной, а выражение (1.36) − «классическим условием прочности» [8].
Q ≤ Rn . |
(1.37) |
n kn
Математические ожидания нагрузки и несущей способности в выражении (1.15) и нормативные значения в формуле (1.36) являются детерминированными величинами. Но нормативные значения параметров, в том числе и коэффициента запаса kn, в отличие от матем а-
25

тических ожиданий должны быть установлены с учётом случайных изменений. Выразим нормативные значения нагрузки и несущей способности через математические ожидания в виде
Qn = |
|
(1+μQ vQ ) и Rn = |
|
(1−μR vR ), |
(1.38) |
Q |
R |
где µQ и µR – число стандартов, характеризующих обеспеченность
нормативных значений Qn и Rn.
Подставляя выражения (1.38) в (1.36) и учитывая формулу (1.15), получим зависимость коэффициентов запаса kn и k в следую-
щем виде: |
|
||
|
|
1−µRvR . |
(1.39) |
kn = k |
|||
|
|
1+µQvQ |
|
Из выражения (1.39) следует условие kn ≤ k и можно заключить, |
|||
|
|
И |
|
что условный коэффициент запаса kn зависит от изменчивости каждо- |
|||
го из параметров, определяющих надёжность конструкций. |
|
||
Так постепенно подошли к вероятностной трактовке |
расчёта |
конструкций, которая получила отражение в идее случайной величи-
ны недифференцированного коэффициента запаса, |
предложенной |
|||
проф. Н.С. Стрелецким [63]: |
А |
|
||
~ |
|
R(x) |
|
|
k |
= |
~ |
Д, |
(1.40) |
|
|
Q(x) |
|
где х − конечное число случайных независимых параметров, характеризующих прочность матер ала R~(x) и внешнюю нагрузку Q(x) .
С |
|
|
Если известна плотностьбраспределения p(k), то вероятность на- |
||
ступления состоян я, обусловленного равенством (1.40) и названного |
||
предельным, определяетсяипо формуле |
|
|
|
1 |
|
|
PQ = ∫ p(k)dk . |
(1.41) |
|
0 |
|
Формулы (1.40) и (1.41) представляют собой основу простейшей вероятностной модели расчёта конструкций. Применительно к зада-
чам прочности А.Р. Ржаницын назвал величину PQ(k < 1) вероятностью разрушения, удобную для вероятностных расчётов, когда нагрузка и прочность подчиняются несимметричным законам распределения, отличающимся от нормального закона. Имеются решения по её определению для различных случаев распределений нагрузки и прочности.
26

В практических расчётах полезными могут быть соотношения между вероятностью безотказности (надёжностью) PR = 1 − PQ, средним значением коэффициента запаса k и коэффициентом вариации vk:
|
|
|
|
|
|
|
2vk2 |
|
|
|
||
PR ≥1 |
− |
|
|
|
k |
|
; |
(1.42) |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
k 2vk2 |
|
+(k |
−1)2 |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
k ≥ |
|
|
|
|
. |
(1.43) |
||||
1−v |
|
|
|
|
|
|||||
k |
|
P |
P |
|||||||
|
|
|
|
|
R |
Q |
|
Формула (1.43) даёт точную оценку нижнего предела значения k, при котором гарантируется, что вероятность нахождения
~ |
|
~ |
|
|
|
|
|
(vk2 +1) −1 |
|
||
в интервале 1 |
|
|
равна PR, где c = |
k |
. |
||||||
|
|
||||||||||
k |
≤ k ≤ 2ck −1 |
|
|
|
|
−1 |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
k |
|
В работе [24] получена также формула для приближённой оцен-
|
|
|
|
|
|
~ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ки изменчивости k , выведенная разложением функции (1.40) в ряд |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
Тэйлора: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
И |
|
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
v |
2 |
|
+ v |
2 |
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
vk |
|
≈ |
|
|
|
|
|
R |
|
|
|
Q |
. |
(1.44) |
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
+ v2 |
|
|
|
|
|||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
А |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Q |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Из свойства дисперсии произведения независимых случайных |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
2 |
2 |
2 |
2 |
2 |
б |
|
|
|
|
Д |
|
|||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
2 |
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||||||
величин sxy |
= sx sy |
+ sy x |
|
|
|
+ sx y |
|
|
|
и приближённого равенства vx ≈ v1/ x |
||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
и |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
коэффициентов вариации случайной величины x и её обратного зна- |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
~ |
|
|
~ |
|
~ |
−1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
чения x |
|
удалось уточн ть выражение для оценки изменчивости k : |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
. |
|
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
v |
k |
≈ |
v |
2 |
(1 |
|
+ v2 ) |
+ v2 |
(1.45) |
|||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R |
|
|
|
|
|
|
|
|
Q |
|
|
|
|
|
Q |
|
||||||||
При разложении соотношения (1.40) в ряд Тэйлора до третьего |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
порядка имеем |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
|
|
|
С |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R |
|
|
|
|
RsQ2 |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
= |
|
|
|
|
|
|
+ |
|
|
|
|
|
|
; |
|
|
|
|
|
(1.46) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Q |
|
|
|
Q 3 |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||
|
sk2 ≈ |
|
sR2 |
+ |
sQ2 |
(R 2 |
|
+3sR2 ) |
+ |
|
|
sQ4 |
|
(3sR2 +8R 2 ) +15 |
R 2sQ6 |
. |
(1.47) |
|||||||||||||||||||||
|
|
Q 2 |
|
|
|
Q 6 |
|
|
||||||||||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
Q 4 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Q 8 |
|
В табл. 1.2 приведены результаты анализа приближённых оценок коэффициента вариации vk, полученных разными способами.
Наибольшая погрешность получается при больших значениях k и ап-
27

проксимации 1-го порядка и соответствует точности оценки, определённой по приближённым формулам.
Погрешность оценки по формуле (1.45) почти на 5% меньше, чем по формуле (1.44).
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 1.2 |
|
|
Погрешности при аппроксимации соотношения (1.40) |
|
|
||||||
|
|
|
путём разложения в ряд Тэйлора |
|
|
|
|||
|
|
|
Аппроксимация vk = sk/ k |
|
Оценка vk |
||||
|
|
|
|
по формулам |
|||||
k |
vR |
vQ |
по формулам (1.41) и (1.42) |
|
|||||
|
|
|
1-го по- |
2-го по- |
3-го по- |
|
(1.39) |
|
(1.40) |
|
|
|
рядка |
рядка |
рядка |
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|||
10 |
0,090 |
0,300 |
0,313 |
0,311 |
0,420 |
|
0,287 |
|
0,314 |
6 |
0,092 |
0,200 |
0,220 |
0,219 |
0,242 |
|
0,212 |
|
0,218 |
|
|
|
|
|
И |
|
|
|
|
4,67 |
0,086 |
0,167 |
0,187 |
0,187 |
0,200 |
|
0,183 |
|
0,188 |
3,75 |
0,087 |
0,175 |
0,195 |
0,195 |
0,210 |
|
0,189 |
|
0,196 |
3,6 |
0,083 |
0,160 |
0,180 |
0,180 |
0,191 |
|
0,176 |
|
0,181 |
3,33 |
0,080 |
0,167 |
0,185 |
Д |
|
0,180 |
|
0,186 |
|
0,184 |
0,197 |
|
|
||||||
|
Метод аппроксимации распределений случайных величин x и |
||||||||
их функций |
y = f (x ) рядами Тэйлора достаточно эффективен, хотя и |
||||||||
|
|
~ |
~ |
|
|
|
|
|
|
допускает значительные погрешности. Разложение функции вокруг точки x = x в ряд Тэйлора до первых трёх членов имеет вид
|
|
|
|
|
|
~ |
2 |
|
|
|
|
|||
~ |
~ |
~ |
|
|
/ |
(x |
− x) |
|
|
// |
|
|
||
y |
= f (x )= f (x)+(x |
−Аx)f (x)+ |
|
2! |
|
|
f |
|
(x)+ , |
(1.48) |
||||
где − остаточный член.б |
|
|
~ |
|
|
|
|
|
|
|||||
Если дисперс |
случайных величин |
малы, то приближённые |
||||||||||||
xi |
||||||||||||||
значения для математическогои |
ожидания функции случайных вели- |
|||||||||||||
чин y ≈ f (xi ) |
, а для дисперсии s2y ≈ Σ[f ′(xi )]2 sxi2 . |
|
|
|||||||||||
Пример |
С |
растягивающая |
|
стержень, имеет |
среднее |
|||||||||
1.7. |
Нагрузка, |
|
значение N = 10 кН и стандартное отклонение и sN = 1 кН. Среднее значение
площади поперечного сечения стержня А = 5 см2 и стандартное отклонение случайной величины А составляет sА = 0,4 см2. Найти среднее значение и стандарт-
ное отклонение растягивающего напряжения σt, которое задаётся выражением
~σt = f (N, A)= N~A.
Среднее значение σt ≈ N/ А = 10/5 = 2 кН/см2 = 20 МПа. Дифференцируя функцию f (N, A), получаем ∂f/∂N = 1/A и ∂f/∂А = -N/A2. Следовательно, диспер-
сия sσ2 ≈ (∂f/∂N)2sN2+ (∂f/∂А)2sА2 = (1/5)212 + (-10/52)20,42 = 0,0656 кН2/см4 и sσ = =2,56 МПа. Без учёта изменчивости площади сечения sσ = 1/5 = 2 МПа.
28