а нагрузочный эффект S равен:
(10.17)
Наибольшей изменчивостью, как правило, обладает внешняя нагрузка Р и предел текучести стали сгр , поэтому примем их случайными. В качестве закона распределения этих величин при нимаем нормальный закон с соответствующими параметрами рас пределения (математическим ожиданием и стандартом): для нагруз ки — тр и SP ; для предела текучести — та и Sa . Остальные па
раметры, а именно геометрические размеры, в выражении (10.15) обладают значительно меньшей изменчивостью по сравнению с Рт сгт и их случайностью можно пренебречь и принять детерминиро ванными.
Итак, имеем функцию работоспособности g, линейно завися щую от случайных величин Р и щ . Величина g также является
случайной и в данном случае из курса теории вероятностей следует, что ее распределение подчиняется нормальному закону. Определим математическое ожидание mg и стандарт Sg случайной величины
g. Для этого воспользуемся основными свойствами числовых ха рактеристик функций случайных величин, которые приведены в таблице 10.2.
|
|
|
Таблица 10.2 |
|
Свойства математического |
Свойства стандарта |
|
|
ожидания |
S[X)Z0; S[C] =0 |
1 |
Л/[С] = С |
2 |
Л/[С • |
] = С • М[Х\ |
s t c - n = |c |- s m |
|
M[X±Y\ = M[X\±M[Y] |
3 |
S[X±Y] = ^S2[X]+S2{Y] |
|
|
|
4 |
M \X 2Y |
M 2[X ]+D [X ] |
D [X 2\ = м [ х А] - [м2[Х]+D [x tf |
|
5* |
M[XY] = M[X]M[Y] |
D [2r±r] = D[Ar]+D[y] |
е |
|
~ |
D [X Y ]=D [X \ D \Y ]+ |
|
|
+D[X ]M 2[Y ]+D[Y ]M 2[X ] |
|
|
|
Примечание: С— константа; для свойств * — Х, Y—независимые
С учетом приведенных соотношений (табл. 10.2), получим
|
3mpi |
- m <r |
(10.18) |
Ш * ' |
(10.19)
Зная характеристики распределения случайной величины g , с
помощью таблицы 10.1 можем определить вероятность безотказной работы:
(10.20)
Соответствующая вероятность отказа
Пусть для рассмотренной балки даны следующие исходные дан ные: длина балки / = 2 м; ширина сечения Ь = 0.05 м; высота сечения Л = 0.1 м.
Внешняя случайная нагрузка Р, распределенная по нормальному за кону, имеет следующие параметры распределения: математическое ожидание тР= 26 кН; стандарт распределения 5>= 2,6 кН.
Случайный предел текучести ат имеет параметры: матема тическое ожидание т3 = 2.4-105 кН/м2; стандарт распределения Ss = =2.4-104 кН/м2.
Тогда
= 28624,5
Вероятность безотказной работы
вероятность отказа
Pf = \ - P s = 1 -0 ,9 9 8 4 = 0,0016.
Метод статистической линеаризации. Этот метод при меняется в случае, когда определяются числовые характеристики нелинейной функции случайных аргументов. Наиболее эффективен метод статистической линеаризации при вероятностях отказа Pf > 0,001. Данный метод основан на разложении функции рабо
тоспособности в ряд Тейлора.
Пусть имеется нелинейная функция нескольких переменных не
прерывная и дифференцируемая в точке |
А с координатами |
...... ° » ) : |
|
£ = /< * „ * ......... *„)• |
(10.22) |
При разложении данной функции в ряд Тейлора в окрестности точки А получим
g = f(a „ a 2,...,a n) + (xl - а , ) М + (х2 - „ 2)J%-+,...
|
OXI |
|
ох7 |
|
|
|
( 1 0 . 2 3 ) |
|
+ (* |
- а „)-?£-+ W |
|
' л |
|
л/ |
где - 2 - — значения |
частных производных, |
которые берутся при |
dxt |
|
|
|
Xj = а( (/ = 1,2, |
W — нелинейные члены ряда. |
Предположим, что функция работоспособности имеет вид (10.23). Разложим ее в окрестности математического ожидания случайных ар
гументов |
* 2, т . е . в окрестности точки |
с координатами |
(тХх ,тХ2,...,т х ) и отбросим нелинейные члены ряда W |
|
g = f(m Xl, тЖг,..., т, ' ) + (х, - тч ) |
+ |
|
0X1 |
(10.24) |
Используя таблицу 10.2, определим математическое ожидание
случайной величины g
Qg
' (10'25)
стандарт будет равен
Отметим, что случайная величина g в общем случае не будет
подчиняться |
нормальному закону, даже если аргументы |
х1,х 2,-.-,х„ |
распределены по нормальному закону. Но при вы |
полнении вероятностных расчетов часто делается допущение о подчинении функции g нормальному закону. Тогда вероятность
безотказной работы определится по формуле (10.20). Рассмотрим пример расчета.
Определим вероятность отказа внецентренно сжатого стального стержня, изображенного на рис. 10.6.
За отказ в работе стержня примем появление краевой текучести. При выполнении вероятностных расчетов прежде всего необходимо иметь детерми нированное решение. Будем исходить из упрощен ного подхода к расчету сжато-изогнутых стержней, в котором искривленная ось стержня принимается за синусоиду. При этом сжато-изогнутый стержень сводится к системе с одной степенью свободы, что не вносит большой погрешности в результаты расчета и приемлемо для практики.
При сделанных предположениях максимальный изгибающий момент в стержне выражается извест ной формулой:
(10.27)
1 А
где Ре = Ма — тот же момент, но определенный без учета изгиба
стержня, возникающего в результате действия продольной силы; Р — осевая сжимающая сила; е — эксцентриситет приложения силы; Рэ — первая эйлерова критическая сжимающая сила:
/ — свободная длина стержня; EJ — жесткость поперечного сечения стержня.
Краевое напряжение в расчетном сечении стержня равно
- L К |
(10.29) |
а пш* - F + цг > |
или с учетом формулы (10.27) |
|
|
(10.30) |
где W — момент сопротивления; F — площадь |
поперечного |
сечения. |
|
Расчетная формула прочности сжато-изогнутого .стержня, поло женная в основу обычных практических расчетов, имеет вид
|
(10.31) |
где сгт — предел текучести стали. |
|
Тогда функция работоспособности будет |
|
£ = |
(10.32) |
Примем внешнюю нагрузку Р и предел текучести ат в качестве
нормально распределенных случайных величин. Так как функция работоспособности нелинейна относительно случайной нагрузки, то для нахождения математического ожидания и стандарта случайной величины g применим метод статистической линеаризации. Для
этого вычислим частные производные функции работоспособности (10.31) по ее случайным аргументам:
Для математического ожидания величины g в соответствии с
(10.25) получим выражение:
Шр тРе
(10.34)
~т
Разложение функции выполняется в окрестности матема тического ожидания, т.е. при сгт = тат и Р ~ т р , поэтому для
стандарта получим:
2 (10.35)
Определив mg и Sg, по формуле (10.20) вычисляем вероятность
безотказной работы внецентренно сжатого стержня.
Пусть дан внецентренно сжатый стержень в виде сварного сталь ного двутавра.
Геометрические характеристики сечения: площадь поперечного сечения F = 48-10-4 м2; момент инерции сечения Ix — 1920-10-8 м4; момент сопротивления сечения Wx= 240-10 8 м_6;
Эксцентриситет приложения нормальной силы е =? 0.007 м; дли на стержня/= 6 м.
Внешняя цлучайная нагрузка, распределенная по нормальному за кону, имеет следующие параметры распределения: математическое ожидание тр= 6.41 кН; стандарт распределения 5>= 64.1 кН.
Предел текучести стали, принимаемый также распределенным по нормальному закону, имеет параметры распределения: матема тическое ожидание т9 = 3-105 кН/м2; стандарт распределения Sa= = 3104кН/м2.
Подставляя соответствующие значения в (10.33), получим для математического ожидания mg= 118582 кН /м2. Для стандарта в со ответствии с (10.34) получим Sg= 39447 кН /м2. Тогда по (10.20) для вероятности безотказной работы получим:
Далее рассмотрим другой пример вероятностного расчета для статически определимой балки (рис. 10.5), когда функция работо способности является нелинейной.
Возьмем те же исходные данные, но примем высоту балки h случайной нормально распределенной величиной с параметрами: математическое ожидание mh = 0,1м; стандарт S h = 0,001м. Тогда
функция работоспособности (10.15) относительно случайных аргу ментов будет нелинейной:
ЪР1
g = o*
Ш г ‘
Применим метод статистической линеаризации и определим
eg г |
%_= |
3/ |
# |
= зт7 |
Лгт |
<ЯР |
2АЛ2’ |
3h |
Ы?' |
Следовательно |
|
|
|
|
Подставляя значения, получим
ю , = 84000 кН/м2; ^ = 28794 кН/м2
Вероятность безотказной работы
1 + 0(2,917) = 0,9982.
Метод статистических испытаний. Производится дос таточно большое число статистических испытаний, при этом на ка ждом испытании генерируются случайные реализации всех исход ных величин по заданной программе с помощью ЭВМ. Проверяется условие (10.2), при его невыполнении фиксируется отказ. Далее процедура повторяется.
Частота появления отказа v рассматривается как оценка вероят ности отказа ¥/:
где к — число отказов; т — общее число испытаний.
Метод крайне прост и универсален, однако он требует обяза тельного анализа близости оценки v к искомой вероятности Р/ , которая зависит от числа испытаний т.
10.4. Определен» высоты поперечного сечения статически определимой балки при заданной
надежности — обратная задача теория надежности (задача № 3 0 )
Рассмотрим однопролетную шарнирно опертую двумя концами балку длиной / постоянного прямоугольного поперечного сечения размерами bxh, при этом Ъ= 2/ЗЛ (рис. 10.5). Предположим, что балка нагружена сосредоточенной силой Р, приложенной в середи не ее пролета.
Выполним числовой пример подбора высоты поперечного сечения балки, при заданной вероятности неразрушения, т.е. на дежности, Н= 0.96; допуске на размер а = 0.015 и последующих исходных данных, приведенных в табл. 10.3.
|
|
|
Таблица 10.3 |
|
Математиче |
Среднеквадра |
К оэф ф ициент |
Случайная величина |
ское ожццание, |
тичное отклонение, |
вариации, |
|
Щх |
•У* |
V —Sx/mx |
Предел прочности |
305.0 |
|
|
материала балки |
18.3 |
0.060 |
<тт М Па |
|
|
|
Действующая на |
810"2 |
2.8-Ю '3 |
0.035 |
грузка Р, М Н |
|
|
|
Пролет балки /, м |
6.0 |
6.10-2 |
0.01 |
В предельной стации работы, т. е. при Р= РПР, максимальное значение момента, возникающего в точке приложения внешней си лы, определяется
МПР ?пр !
4 ' Максимальные напряжения вычисляются
о т ,
Wm
где пластический момент сопротивления WnjI определяется по формуле
Следовательно, предельные значения напряжений выражаются следующей зависимостью
_ МПр _ 3 PJJP i
(10.37)
T Wu - 2 A3
Предположим, что нагрузка Рпр, пролет /, высота балки h и пре
дел текучести материала балки стт являются случайными вели чинами.
Полагаем, что случайные величины Рпр, /, h подчиняются нор
мальному закону распределения с математическими ожиданиями тр, /я/, Щ и среднеквадратичными отклонениями Sp, S/, Sf,. Плот ности распределения этих величин имеют вид
(?ЛГ-Фг)г 2Si
|
/( ') = |
; /( * ) = |
1 |
(10.38) |
|
Shj 2n |
|
|
Для оценки надежности балки необходимо знать математическое ожидание и дисперсию нормального напряжения. Эти параметры находим на основе статистической линеаризации функции (10.37) в окрестности математических ожиданий аргументов. Этот прием часто используется при малых дисперсиях, когда коэффициент ва риации V= S/m <0.2.
В соответствии с (10.33) математическое ожидание нормального
напряжения |
|
та = f(m P,mh mh) = |
(Ю.39) |
Дисперсия нормального напряжения определяется по формуле |
* sl- |
(10.40) |
Зададимся параметром а допуска на высоту поперечного сечения балки, который равен некоторой доле математического ожидания высоты nth • Тогда по правилу «трех сигм»
3 ^ = а т * ; = > 5 * = 5 И р .
Подставив значение S/, в (10.40) и выполнив преобразования, по лучим окончательное выражение дисперсии нормального напряжения:
да |
3/ . |
да |
ЗР ' |
да |
9Р1. |
|
дРпР “ 2Л3 ’ |
3/ |
2й3 ’ |
5й |
2й4 ’ |
(10.41) |
Z)(a) = Si = |
|
5? + mf Sf + a 2 nip /Я/2) J |
|
|
При нормальном распределении действующих и предельных на пряжений надежность балки определяется по формуле (10.20)
Щ = \+ Ф |
т{аг ) - т(а) |
(10.42) |
где Ф[г] — интеграл вероятности (см. таблицу 10.1).
Выражение в скобках представляет собой уравнение связи. Под
ставив в него |
найденные значения |
и Sa, |
согласно (10.39) и |
(10.41), и выполнив соответствующие преобразования, получим: |
z = |
2т„ть - 3т„т, |
(10.43) |
|
|
M |
s ,2 + { ( * > Л ) г + (mPS <? + Н |
” , ) ! ] |
Вероятности безотказной работы |
Н = 0.96 соответствует значе |
ние характеристики z = 1,75. |
|
|
После подстановки
Am\ + Bwl + С - 0,
А= 4 - S lz2 - 4 m g =-367997,6;
В= 12 • татрт{ = 1756,8;
С = 9 •г г[(т ,^ ,)2 + (mf S , f + (ш и ,т,)2] - 9 • т\т} = -2,06376.
Получим
- 367997,6 • т\ +1756,8 • т] - 2,06376 = 0.
Из решения последнего уравнения получим
%=0,1278; =0,1390.
Подставляем полученные значения в уравнение (10.43), получим: при mh = 0,1278; z = -1,75;
при тн - 0,1390; z = 1,75.