Добавил:

ivanov666 Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.

Вуз:

Башкирский Государственный Аграрный Университет

Предмет:

[НЕСОРТИРОВАННОЕ]

Файл:

книги из ГПНТБ / Биргер И.А. Резьбовые соединения

.pdf

Скачиваний:

203

Добавлен:

24.10.2023

Размер:

10.55 Mб

Скачать

☆

<<< < Предыдущая 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 2021 / 2621 22 23 24 25 26 > Следующая >>>

11.ОЦЕНКА РАССЕЯНИЯ ОГРАНИЧЕННОЙ ВЫНОСЛИВОСТИ

ИПРЕДЕЛОВ ВЫНОСЛИВОСТИ

Выше указывалось, что в опытах по изучению выносливости резьбовых соединений (и других деталей) обнаруживается большой разброс эксперимен тальных значений ограниченной выносливости и пределов выносливости от неко торых средних значений. Последнее связано в основном со статистической при родой процесса усталостного разрушения и объясняется неоднородностью микро структуры металла и микрогеометрии поверхностного слоя [27] *.

Для получения надежных оценок характеристик выносливости необходимо проводить испытания достаточно большого количества образцов и подвергать результаты статистической обработке. Полученные при этом данные могут быть использованы для статистического расчета прочности резьбовых соединений при

переменных	нагрузках.
Статистическая оценка характеристик усталости заключается в определении
зависимостей	между напряжением о а , долговечностью N и вероятностью разру
шения р или	вероятностью неразрушения (1 — р).

Для построения кривых усталости с заданной вероятностью р используют результаты испытаний на усталость с применением определенной функции рас пределения долговечностей. Опубликованных данных по рассеянию характе ристик усталости для резьбовых соединений не имеется.

Авторами исследовано влияние радиуса закругления в резьбе и способа изготовления резьбы на рассеяние характеристик выносливости.

Испытывали соединения шпилек из стали 38ХА (ое = 115 кгс/мм2) с гайками из стали 45. Резьба MIO на шпильках накатывалась (нарезалась). Размеры резьбы шпилек и гаек находились в пределах допусков по 2-му классу точности. Готовые шпильки проходили термическую обработку по серийной технологии.

Экспериментально установлено, что для резьбовых соединений, так же как и для стальных образцов, распределение логарифма числа циклов хорошо аппро ксимируется нормальным законом распределения, который для генеральной

совокупности параметра х =	\gN записывается в				виде
		X	_	(л — а)'
р(х)	= —І=	[	е	і а %	dx,	(396)
	оѴ 2я	J

'— 00

где а — математическое ожидание логарифмов числа циклов; о2 — дисперсия логарифмов числа циклов. Так как при испытаниях образцов

практически невозможно получить генеральную (полную) совокупность значе ний параметра х, то генеральную функцию распределения заменяют выборочной.

При этом под выборкой понимают результаты испытаний (значения xt =				lg Л/,) п
образцов при одном уровне напряжений.
Оценка параметров а я а2	производилась		по выборочным параметрам
1в	W— де-—_ 2 №			(397)
		і=\
		п
	n—1	2	to-У.	(398)
	n—1

так же как и для нормального закона распределения. Здесь X и S — среднее значение и дисперсия логарифмов числа циклов испытанных образцов (соответ

ствует р

0,5).

*На рассеяние значений долговечности и пределов выносливости могут влиять

факторы, связанные с	технологией изготовления и	испытания образцов, которые могут
быть либо устранены,	либо в значительной степени	уменьшены .

200

Величины* и S2 являются случайными и могут существенно изменяться при

повторении испытаний с другими партиями образцов, поэтому х Ф а и S1

о ! .

По теореме Гливенко выборочные параметры можно считать состоятельными оценками своих генеральных параметров, если с вероятностью единица X -*• а

и S2 -*• а2 при п -*• о о .

Обоснованная оценка параметров а и а2 теоретического распределения вы полнялась по экспериментальным значениям х и S2 с помощью доверительных интервалов.

На практике число испытываемых образцов, как правило, ограничено. Тогда при 2 «g n ^ 30 для оценки доверительных интервалов для lg N исполь зуют распределение Стьюдента, а доверительный интервал вычисляют по формуле

(399)

где

q.n-V

Доверительные интервалы для а определяли из Xs распределения выбороч ного значения 5 по формуле

(400)

где

Значения tq, п_х; гх и г2 принимали из соответствующих таблиц в зависимости

от принятой	доверительной	вероятности	р или q — процентных пределов для
отклонения выборочной средней от генеральной средней				а. В последнем случае
		р = 1 -	10Ö*
Принятая	доверительная	вероятность	(обычно р =	0,9 и 0,95) показывает

с какой достоверностью доверительные интервалы перекроют теоретическое распределение с параметрами а и а2.

Некоторые		наиболее употребительные				значения коэффициентов tq,п_х,				гх и гг
приведены	в табл.		59.
59. Значения		коэффициентов tq, „_j, гх				и гг для доверительных			интервалов
	среднего			и дисперсии нормального			распределения
					Доверительная вероятность
Число			0,9			0,95			0,99 .
о б р а з			0,9			0,95			0,99 .
цов л
V Я-І				2 г				fg, n-i
5	2,132		0,649	2,429	2,776	0,599	2,875	4,604	0,519	4,394
6	2,015		0,672	2,090	2,571	0,624	2,453	4,032	0,546	3,484
8	1,895		0,705	1,797	2,365	0,661	2,035	3,499	0,588	2,660
10	1,833		0,729	1,645	2,262	0,688	1,826	3,250	0,6! 8	2,274
15	1,761		0,769	1,460	2,145	0,732	1,577	2,977	0,669	1,853
20	1,730		0,794	1,370	2,094	0,760	1,460	2,860	0,702	1,666
25	1,711		0,812	1,316	2,064	0,781	1,391	2,797	0,726	1,558
30	1,699		0,826	1,280	2,045	0,796	1,344	2,756	0,744	1,487

201

Проверка справедливости применения логарифмически нормального закона распределения для экспериментальных данных просто и наглядно выполнялась графически на логарифмически-вероятностной бумаге. Логарифмически нормаль ный закон распределения на графике представляется прямой линией, проходящей через две точки с координатами (lg N, ир + 5 = 5) и (lg N + S и ир + 5 = 6, где ир — сдвинутые киантили).

Эта линия будет	характеризовать	эмпирическую	функцию распределения
и используется для построения диаграммы усталости.
По доверительным	интервалам для а и а наносили границы доверительной
области, которая с вероятностью р будет накрывать			линию, соответствующую
теоретической функции	распределения	долговечности.

Экспериментальные точки на вероятностной бумаге укладывались на линию эмпирической функции распределения со случайными отклонениями. Отдельные точки (особенно в области низких и высоких значений lg N) существенно отклонялись от прямой функции распределения и при графической оценке удо влетворения нормальному закону распределения не учитывались (так же, как и не сломавшиеся образцы).

Практически статистическая обработка экспериментальных данных выпол нялась следующим образом.

Логарифмы долговечностей образцов, доведенных до разрушения при задан

ном уровне напряжения, располагались в вариационный			ряд
lgJV a s £ lg N2^	...==£ lg JVOT	lg	Nn

и записывались в таблицу. В табл. 60 и на рис. 223 в качестве примера приведена статистическая обработка результатов испытаний образцов соединений шпилек и гаек из стали 38ХА с резьбой М10 при среднем напряжении ат = 40 кгс/мм2.

Ординаты точек кривой подсчитывали по формуле

(401)

при малом числе образцов (п < 20) используют соотношение

m —0,5

(402)

где m — порядковый номер образца (см. табл. 60); п — число разрушившихся образцов на данном уровне напряжений.

Значения вероятности разрушения р записывали в графу табл. 60.

По формулам (397) — (401) вычисляли статистические оценки распределения

х и S, а также доверительные интервалы для а и а.

Исследования показали, что при низких уровнях напряжений распре деления логарифмов числа циклов не подчиняются нормальному закону. Послед

нее связано с существованием порога чувствительности по циклам Nn,

вероят

ность разрушения до которого равна нулю *.

Установлено [27], что если вместо случайной величины х =

lg Ni

ввести

величину

xf =

lg (N

— Nn), то эта

величина

распределяется по

логарифмиче

скому нормальному

закону.

Определение величины порога чувствительности по циклам N0

может выпол

няться графически или аналитически.

Графически N0 определяют на вспомогательном графике, по

оси

абсцисс

которого в логарифмическом масштабе откладываются

величины xf

= lg (Л',- —

N0).

При этом подбирается такая величина

N0,

при которой все точки

со случай

ными отклонениями ложатся на прямую.

Аналитическое Л/0 можно определить по методу наименьших

квадратов.

После нахождения порога чувствительности N0

по формулам (397)

и (400)

вычис

ляются характеристики распределения. В этом случае в формулы следует

вместо

величины

ХІ =

lg N,

подставлять

новую

величину

= \g(Nf—

N0).

* Порог чувствительности существует и

при

больших

н а п р я ж е н и я х ,

однако для

его

выявления

необходимо испытывать

большое количество

образцов,

202

60. Результаты испытаний и обработка экспериментальных данных; соединения с резьбой MIO

		10	кгс/мм
m	- 2 L - . I 0 0	Л'-ю-»		lg Л"
m	п-г 1
î	4,35		1,656	5,1920
2	8.696		1,656	5,1920
3	13,04		1,93	5,2856
4	17,4		1,93	5,2856
5	21,74		1,93	5,2856
6	26,09		2,04	5,3096
7	30,4		2,2	5,3424
8	34,78		2,2	5,3424
9	39.13		2,2	5,3424
10	43,48		2,2	5,3424
11	47.83		2,2	5,3424
12	52,17		2'2	5,3424
13	56,52		2,2	5,3424
13	60,87		2,2	5,3424
14	60,87		2,2	5,3424
14	65,22		2,2	5,3424
15	65,22		2,2	5,3424
15	69,57		2,2	5,3424
16	69,57		2,2	5,3424
16	73,91		2,2	5.3424
17	73,91		2,2	5.3424
17	78,26		2,2	5,3945
18	78,26		2,48	5,3945
18	82,61		2,48	5,3945
19	82,61		2,48	5,3945
19	86,96		2,48	5,3945
20	86,96		2,48	5,3945
20	91,30		2,48	5,4829
21	91,30		3,04	5,4829
21	95,65		3,04	5,4829
22	95,65		3,04	5,4829
22			3,04
	X = 5,3394;	5 = 0,0703
	5,3124 Й= a ÏS 5,3664
	0,05497 а s c		0,9239

а а = 8 ,5

кгс/мм2

п+ 1

4,76

9,52

14,29

19,05

23,81

28,57

33,33

38.1

42,86

47,62

52,38

57,14

61,91

66,67

71,43

76,19

80,95

85,72

90,48

95,24

Л М О - 5

3,24

3,7

3,74

3,8

4,16

4,22

•l'S"

4,7

4,8

5,1

5,15

5,9

6,14

6,15

6,7

7,73

х == 5,6712; 5 = 0,1049 5,6306 а s c 5,7118 0,0812 s ç 0 ^с 0,14

				= 7	кгс/ммг:
IgN		П + Г-т- 1100			(Л/—Л/о) • ю-»	lg <W-A„)
			т
5,5105	1		3,36	7,00	1.00	5,0000
5,5105	2		6,73	8,00	2,00	5,3010
5,5682	3		10,01	8,82	2,82	5,4502
5,5729	4		13,45	9,00	3,00	5,4771
5,5729	5		16,82	9,03	3,03	5,4814
5,5798	6		20,18	9,07	3,07	5,4871
5,6191	7		23,54	9,30	3,3	5,5185
5,6253	8		26,91	9,83	3,83	5,5832
5,6320	9		30,28	10,00	4	5,6021
5,6721	10		33.6 і	10,50	4,5	5,6532
5,6812	11		37,00	11,30	5.3	5,7243
5,6990	12		40.37	12,70	6,7	5,8261
5,6990	13		43,73	12,9	6,9	5,8388
5,7076	14		47,10	13	7	5,8451
5,7118	15		50,46	13,5	7,5	5,8751
5,7709	16		53,82	16,2	10,2	6,0086
5,7882	17		57.19	16,5	10,5	6,0212
5,7889	18		60,55	16,63	10,63	6,0265
5,8261	19		63,92	16,64	10,64	6,0269
5,8882	20		67,28	17,4	11,4	6,0569
	21		70.64	18,2	12,2	6,0864
	22		77,37	32,7	26,7	6,4265
	23		80,74	44,5	38,5	6,5855
	х	= 5,8057;		ІѴ0 = 6- 105;	S = 0,3704;
	5,6884 = ç a ÖS 5,9230
	0,2654		о-	0,4358

совершается переход от вспомогательного графика к основному путем обратной

замены абсцисс всех точек. Пример такой обработки для аа = 7 кгс/мм2	показан
на рис. 224 и в табл. 62.
При напряжениях, близких к пределу выносливости, часть образцов не
разрушается до базы испытания. В этом случае статистическая обработка	выпол-

10s

3 Ь 5 6 78 Ю6

5 6 739 105

5 6 78 I06

<• 5 6 78 W7

I • 1

1 1

I ' 1

1 1

I 1

II '

•

I I

- 1

Рис.

223. Зависимость

вероятности

разрушения

от

долговечности

соединений

при

различной

амплитуде

переменных

напряжений,

ат

= 40

кгс/мм2:

а — резьба

накатана,

г =

0,18 мм;

б — то же , г = 0,3 мм; в — то же , г — 0,6

мм; г —

резьба нарезана, г — 0,3 мм;

1 — a f l

10 кгс/мм1,

N„ — 0; 2 — а а

кгс/мм*,

N0 =

0; 3—

а(і

7,0 кгс/мм*.

6 - Ю 5 ; 4 — o a =

10 кгс/мм',

Na =

5 — O f l =

кгс/мм*,

N„

6 —

а а ~

7,5

кгс/мм*;

N„ =

3-10';

7 — а а

кгс/мм*,

N0 —

8 —

o a = «

кгс/мм*.

No =

2,5-10»;

9 — 0 U

кгс/мм*.

6,9-10s ;

10 — a a

кгс/мм*.

N„

0; I l — a a

9 кгс/мм*,

0; /2 — а д

8 кгс/мм*.

N0 =

2,6

• 10".

няется так же, как и при разрушении всех образцов. Неразрушенные образцы учитываются лишь при вычислении частоты по формуле (401)

где п и г — число разрушенных и неразрушенных образцов.

204


	Выполнив		испытания	и последующую		статистическую обработку данных
для	ряда уровней напряжений,				можно получить полную диаграмму усталости
aa~f	(N,	р)- Такая диаграмма может использоваться в расчетах на прочность,
основанных		на	вероятностных		представлениях.
	Данные	приведенного		выше анализа		рассеяния значений долговечности

при различных уровнях напряжений В. Вейбулл предложил использовать для экстраполяции предела выносливости с различной вероятностью разрушения. Такой подход основан на предположении, что образец с большим пределом вынос ливости будет иметь и большую долговечность. Данные, соответствующие различ ным уровням напряжений при одинаковой вероятности разрушения по долговеч ности, будут характеризоваться пределом выносливости с такой же вероятностью

t	I I 1 1	L ^	L . _ J ' ' •	I	I L I	i 1	'	I	'	I • ' I
4			5						6	7
Рис. 224.	Зависимость		вероятности		разрушения			от	долговечности	соедине
	ний	с накатанной		резьбой		MIO	(г =		0,18 мм)

разрушения. По графикам (рис. 223) можно построить левые ветви кривых уста лости по параметру вероятности.

Значения пределов выносливости	для	кривых с различной вероятностью
разрушения можно также определить	по	уравнению
(N + N*) = b(oa		+ o a n r ,

где N* — параметр левой части кривой усталости, b и m — постоянные. Исполь зуя это уравнение, можно определить значения пределов выносливости (графи чески или аналитически) с различной вероятностью разрушения, оценить харак тер их распределения и рассеяния.

Более точно можно оценить рассеяние предела выносливости по методам «лестницы» и «пробитов».

Метод «лестницы» является простым и надежным при оценке рассеяния пре дела выносливости деталей, если распределение исследуемого параметра нор мальное или может быть сведено к нормальному.

Исследования, проведенные авторами, показали, что распределение напря

жений (логарифма напряжений) достаточно точно аппроксимируется		нормаль
ным законом.
По методу «лестницы» образцы испытывают на усталость	последовательно
один за другим. Первый образец испытывают при напряжении,	равном	среднему

205

Значению предела выносливости (определенному по 6—10 образцам). Если первый
образец разрушится (до отработки базового числа циклов), то следующий испы
тывают при более	низком напряжении а,- + і = а,- — Да. Если	первый	образец
не разрушится, то	следующий испытывают при напряжении,	которое	больше

исходного	на величину Да (здесь Да — приращение напряжения при переходе
от одного	уровня к другому).

Для каждого следующего образца напряжение увеличивают или уменьшают на величину Да в зависимости от результата испытания предыдущего образца. Для испытания по методу лестницы необходимо не менее 25 образцов. Увеличи вая число образцов и уменьшая До, можно добиться высокой точности определе ния предела выносливости.

Статистические характеристики рассеяния напряжений (среднее значение и среднеквадратичное отклонение) определяются по формулам:

				X = x0 + d		N				(403)
				_	/ Л / Я	А2				(404)
				S = I , 6 2 d (			+0,029			(404)
				S = I , 6 2 d (			+0,029
В выражениях			(403) и (404): х0 — наименьшее					напряжение испытания, при
котором	произошло			изучаемое	событие;	d — величина			интервала при	переходе
от одного уровня к другому, d =					Да; Л =	2	ігі'< ЗДесь і=		°, 1, 2,..., п —	поряд-
ковый номер уровня						і =	і
ковый номер уровня				нагрузки; г,- — число одинаковых событий (разрушений или
							п
неразрушений)		на		г'-м уровне нагрузки;		N •= 2		гі~	общее число одинаковых
		п					1 =	0
		п
событий;	ß =	2	, 2	г ' -

'= 0

Вформуле (403) знак плюс берется при анализе неразрушений, а знак минус — при анализе разрушений.

При оценке статистических характеристик предпочтение отдается менее частому

событию.

Если

в процессе испытаний оказывается,

число

шенных, что

среднеенеразрушеннызначениX и

образцов

число

разру-

стандартнопревышаеотклонение

опреде

ляют

только

по

разрушенным об

разцам.

Оценка

будет

достаточно

точ

ной,

если

выполняется

условие

(405)

Доверительные

интервалы

мо

жно определить по следующим фор

мулам:

S- =

6 ;

(406)

Рис. 225.

Зависимость

величин ф и 6 от

V П

отношения

—-

(407)

где Ѳ и Y — функции, зависящие от отношения

(рис. 225). Сплошными линиями

на график

нанесены значения

в и ï

для случая,

когда

X совпадает

с одним из

уровней испытаний. Штриховыми — когда

X находится

между

двумя уровнями

Хі И X; +

0,5d.

206

0,975

0,95

0,9			>
0,84!			>
0,8
0,6
0,4		s?'•y
0,2		s?'•y
0,2		<>
0,1		V
0,05		/ s
0,025sy		/ s
0,01	y		a)			s)
0,005 f			a)			s)
0,005 f			6,5	8,5		9,5
P
0,95
r0.9
0,841
0,8
0,6
0,4
0,2
0,1		УГ
0,05		УГ
0,05
0,025			в)			г)
0,005			в)			г)
0,005		6,5	7,5	6,5	7,5	бап,мс/шг
		6,5	7,5	6,5	7,5	бап,мс/шг

Рис. 226. Распределение значений предела выносливости соединений с резьбой

MIO

по методу

«пробитов»

(сплошная линия)

и по методу

«лестницы»

(штри

ховая линия) при от

кгс/мм2:

а — резьба

накатана,

г =

0,18

мм;

— то

же ,

0,3 мм;

в — то

же ,

0,6 мм;

—

резьба

нарезана,

0,3

мм

61.

Последовательность

испытаний

и методика обработки

данных

по методу «лестницы»

« — раэрушенньш

образец

(-)

S i l - ,

i'rt

о — нсразришенный

образец

[+J

• I s t

« S

го

Л. Л

<•*

/ WW

1,5

АЛ

А А Л

1,0

• Д / ѵ \

Л Л А Л / Ѵ Ѵ Ѵ

5,3

V, / V

\V/ѴѴ ѴѴ V

V. . V

/ ...

Сумма

A-<f2 S'S!

Хи-бкгс/мм1,

d-0,5

кгс/мм'

'0,6715^0,3

J.X0>d(^-\)-S,S*!c/MM2

Su'

-JL

B-0.-C7)

? - 1,62 d (^y-'f

0,02}) -

О.МІОкгс/мм1

St*

P'0,1

207

62. Определение рассеяния предела выносливости по методу «пробитов»

Уровенровень		Количество образцов		Вероят	Уровень		Количество образцов		Вероят
Уровенровень				Вероят	Уровень				Вероят
напря			разру	ность		напря		р а з р у	ность
ж е н и я			разру	разру		ж е н и я		р а з р у	разру
в	кгс/мм'	общее	шивших	шения	в	кгс/ми'	общее	шивших	шения
			ся					ся
1.	Резьба MIO (7 = 0,18 мм)			накатана	3.	Резьба	М10 (г	= 0,6 мм)	накатана
	7,5	20	19	0,952		10	20	19	0,95
	7,0	14	11	0,787		9,5	8	7	0,875
	6,5	22	11	0,5		9	16	9	0,56
	6,0	15	3	0,2		8,5	18	8	0,444
	5,5	3	0	0		8	9	1	0,111
2.	Резьба	MIO (У == 0,3 мм)		накатана	4.	Резьба	М10 (7	=0,3 мм)	нарезана
	8	26	25	0,96		8	7	6	0,857
	7,5	38	29	0,76		7,5	13	7	0,54
	7	24	13	0,541		7	15	8	0,53
	6,5	15	2	0,133		6,5	12	3	0,25
	63.	Последовательность		испытаний		и методика обработки данных
		по	методу «лестницы» (резьба MIO; г = 0,3 мм)

• —разрушенный	образец	(-)
о — нсразрушеннь/й	образец	{*•)

Общее число об разцов Ri

4 *

в, s

в, о

ЛЛ

Л.

10J

;

7,5

1-0

ЛАЛЛЛ

\ 7 \Л

\лл/

2¥

6,5

f v

ѴѴ

\ / л

Vw V-

V в ^ / V ï »

Ч\у*

6,0

V "•

1 Сумма

Л1-29

A'V6

S-96

х„-6,5	кгс/мм',	а'0,5кгс/мм2	^—-'-0,7066		>0,3
Х-Х,, nff-^-j}		~ 7,0<>3!*ге/ммг	S, = JL	0=0,1106
5-1,624	С"8')'*	Q0is)'0,695S кгс/мм1		.fS -J=	y-0.1548

Как показано	на графике, наименьшие значения функций 0 й V находятся
в области 0,5 S <	d < 2S. Следовательно, анализ данных будет достаточно на

дежным, если интервал между уровнями будет равен стандартному отклонению распределения. '

В табл. 61 в качестве примера показана последовательность испытаний и ме

тодика обработки опытных	данных для соединений	с накатанной резьбой М10
(г — 0,18 мм) при среднем	напряжении ат = 40	кгс/мм'.

Отметим, что метод «лестницы» требует больших затрат времени, хотя и является концентрированным (большая часть испытаний сосредоточивается вокруг неко торого среднего напряжения).

Метод «пробитов» является более рассредоточенным и трудоемким, нежели пре дыдущий. Образцы, испытываемые по методу «пробитов», разбиваются на 4—5 групп. Каждая группа испытывается на определенном уровне нагрузки до заданной базы испытаний. Уровни напряжений выбирают так, чтобы на двух верхних разруши лось свыше 50% образцов, а на двух нижних — менее 50% образцов. На среднем

208

64.

Последовательность

испытаний

и методика

обработки

данных

по методу

«лестницы»

(резьба

MIO; г = 0,60 мм)

• — разрушенный

образец

(-)

ici

''ri

о — Неразрушенный

образец

( +}

äst

10,0

9,5

Л л

л /

;

9,08,5

8 \

/10

/ \

' У \ л « * / Л А /

\ Л

\ /

8,0

Y V W

ѴѴ

\ /

7.5

Сумма

A-51 8-123

Ха*8,0«гс/ммг

;

і-0,5кгс/ммг

Ш^А'=

0,8831 > 0,3

К -

х„ * d (jj

- j

= 8,73 кг

с/мм1

S= 1,62 t f ( ' *

0,029^-0,7388

нгс/мм^

V=0,22<t

65.

Последовательность

испытаний

и методика

обработки

данных

по методу

«лестницы» (резьба

М10 нарезана,

г = 0,3 мм)

•

разрушенный

образец

(-)

. b u

* S <a

S »-St-si ?

' ! r ,

о—неразрушенный

образец

{*)

> ч

s I i

8,5

ддд

8,0

5lt

7,0

/ V

/ \ л /

лл15

7,3

lit

.78

6.5

/ \ /

Л/

VW \Л:

3 ~1

6,0

ѴѴ

Сумма

N-25

A-iflt

1-106

Х,-е,5*гс/м»>

Ш-*-',г,у2*0,3

X - X0>d(~

~}-7,13кгс/ммг

S ' ' W

Ѳ ' 0

' "

S-1,62d

^^j-!'û,079^-0,9dS/rlc/MM!

S~s"fi/

V*0'3''5

уровне приблизительно 50?'o не разрушалось при заданном уровне напря жений.

Общее число испытанных образцов должно быть не менее 50. Далее на каждом уровне напряжений вычисляют процент разрушившихся образцов, и на вероят ностной бумаге строят зависимости вероятности разрушения от величины напря жений (рис. 226). Такие графики характеризуют рассеяние предела выносливости. В табл. 62 приведены результаты испытаний образцов резьбовых соединений по методу «пробитов», а в табл. 63—65 по методу «лестницы».

По данным приведенным на рис. 223 и 226, построены кривые усталости резь бовых соединений по параметру вероятности (рис. 227), а на рис. 228 показано изменение предельной амплитуды напряжений о а п в зависимости от радиуса закругления во впадинах резьбы при различной вероятности разрушения.

209

<<< < Предыдущая 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 2021 / 2621 22 23 24 25 26 > Следующая >>>

Соседние файлы в папке книги из ГПНТБ

#
19.10.20236.79 Mб5Библиография библиотековедения, 1969 - 1970 [указатель]..pdf
#
25.10.202314.29 Mб23Бигель Дж. Управление производством. Количественный подход.pdf
#
23.10.20236.29 Mб28Билан Н.А. Анализ переходных процессов в линейных электрических цепях.pdf
#
22.10.202311.06 Mб28Биметаллические трубы..pdf
#
19.10.20235.72 Mб14Биологические эффекты неравномерных лучевых воздействий..pdf
#
24.10.202310.55 Mб203Биргер И.А. Резьбовые соединения.pdf
#
20.10.20238.6 Mб75Бирзниекс, Л. В. Импульсные преобразователи постоянного тока.pdf
#
23.10.20236.83 Mб8Биркин А.К. Финансирование и кредитование автотранспортного предприятия учебник.pdf
#
20.10.20238.43 Mб12Бирман, С. Р. Экономнолегированные мартенситностареющие стали.pdf
#
29.10.20238.36 Mб25Бирюков Н.Е. Основы электронной вычислительной техники.pdf
#
22.10.202316.16 Mб36Бирюков, Б. В. Кибернетика и методология науки.pdf