王長江

摘 要：疲勞壽命服從對數(shù)正態(tài)分布的假設(shè)在應(yīng)力水平趨于疲勞極限時不合理，為描述這一區(qū)域的P-S-N曲線，假設(shè)疲勞強(qiáng)度服從正態(tài)分布，將普通試驗點看作破壞壽命下的疲勞強(qiáng)度，將升降法中的對子應(yīng)力作為給定壽命下疲勞強(qiáng)度的樣本值，基于極大似然法原理提出了一個新的P-S-N曲線模型。對幾組金屬材料的疲勞試驗數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析，結(jié)果表明該模型對中長壽命區(qū)和疲勞極限附近的P-S-N曲線擬合效果較好，且對疲勞試驗方法沒有限制。

關(guān)鍵詞：疲勞強(qiáng)度；P-S-N曲線；極大似然法；正態(tài)分布

中圖分類號：O211 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：2095-2945（2017）27-0020-02

1 概述

由于不確定因素的影響，材料的疲勞性能數(shù)據(jù)存在很大的分散性。概率疲勞性能曲線是結(jié)構(gòu)疲勞壽命預(yù)測和可靠性分析的重要基礎(chǔ)。P-S-N曲線擬合問題已有大量研究，常用的是最小二乘法和極大似然法。

傅惠民等[1]對疲勞壽命和疲勞強(qiáng)度的百分位值進(jìn)行最小二乘法擬合得到三參數(shù)的P-S-N曲線。文獻(xiàn)[2]中的雙加權(quán)最小二乘法考慮了樣本容量和試驗結(jié)果分散性的影響，可以處理包含成組法和升降法在內(nèi)的疲勞試驗數(shù)據(jù)。

Nelson假設(shè)疲勞壽命服從對數(shù)正態(tài)分布，提出了一種擬合包含截尾數(shù)據(jù)的極大似然法。Pascual等基于極大似然法原理提出了一個隨機(jī)疲勞極限（RFLM）模型。

最小二乘法在擬合P-S-N曲線時沒有考慮疲勞壽命分散性的變化規(guī)律，數(shù)據(jù)有限時會出現(xiàn)曲線對數(shù)壽命標(biāo)準(zhǔn)差為負(fù)或應(yīng)力水平越高對數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差越大的反常情況。

此外，若疲勞試驗沒有按照成組法或升降法來進(jìn)行，最小二乘法也會失效。

上述的幾種極大似然法模型對升降法試驗數(shù)據(jù)的處理無能為力。一般認(rèn)為疲勞壽命服從對數(shù)正態(tài)分布或威布爾分布，但是當(dāng)應(yīng)力水平趨于疲勞極限時，這一假設(shè)不再合理，傳統(tǒng)的疲勞壽命分布假設(shè)無法描述低應(yīng)力水平的P-S-N曲線。

本文以疲勞強(qiáng)度的分布假設(shè)為基礎(chǔ)提出了一個新的極大似然法模型，該模型合理地描述了中長壽命區(qū)和疲勞極限附近的P-S-N曲線，同時對試驗方法沒有限制，可以處理包含單點法、成組法、升降法和截尾數(shù)據(jù)在內(nèi)的疲勞試驗數(shù)據(jù)。

2 疲勞強(qiáng)度分布假設(shè)

2.1 傳統(tǒng)極大似然法

大量的金屬材料疲勞性能曲線的研究表明，中長壽命區(qū)的P-S-N曲線可采用三參數(shù)公式來描述

式中，Np為具有可靠度p的疲勞壽命；S為最大應(yīng)力；S0p為理論疲勞極限；mp和Cp為待定常數(shù)。假設(shè)指定應(yīng)力水平下，疲勞壽命服從對數(shù)正態(tài)分布，指定應(yīng)力水平S下的對數(shù)疲勞壽命的均值和標(biāo)準(zhǔn)差可寫為

式中C、m和S0為均值疲勞性能曲線的參數(shù)；Cs、ms和S0s為p=15.87%時的疲勞性能曲線參數(shù)；μN和σN為對數(shù)疲勞壽命均值和標(biāo)準(zhǔn)差，是應(yīng)力水平S的函數(shù)。對于一組疲勞試驗數(shù)據(jù)，構(gòu)造似然函數(shù)[3]

其中l(wèi)nL為取對數(shù)的似然函數(shù)，？茲為參數(shù)，Ni，Si為第i個試樣的疲勞試驗數(shù)據(jù)，n為數(shù)據(jù)點個數(shù)，f為正態(tài)分布的概率密度函數(shù)，？椎為正態(tài)分布函數(shù)。當(dāng)似然函數(shù)lnL取最大值時，六個參數(shù)即為最佳取值。實際應(yīng)用過程中，為縮短計算時間，可以采用最小二乘法估計均值壽命曲線的參數(shù)C、m和S0，然后再采用最優(yōu)化方法求解其它參數(shù)。一般情況下，P-S-N曲線有如下規(guī)律：

（1）各級應(yīng)力水平下，疲勞壽命的標(biāo)準(zhǔn)差σN大于0；

（2）應(yīng)力水平越低，壽命分散性越大，σN對S的導(dǎo)數(shù)大于0；

（3）S0s>S0，本文對多種材料的升降法試驗數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，疲勞極限的變異系數(shù)通常小于0.13，即（S0s-S0）/S0<0.13。

以（1-3）作為約束條件，對式（5）進(jìn)行最優(yōu)化求解，得到Cs、ms和S0s的取值。任意可靠度下的P-S-N曲線可以表示為

logNp=？滋N（S）+upσN（S） （6）

其中up為與可靠度對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)偏量，式（6）在中長壽命區(qū)是合理的，但是當(dāng)應(yīng)力水平趨于疲勞極限時，會出現(xiàn)奇異現(xiàn)象，與實際情況不符。究其原因，疲勞壽命服從對數(shù)正態(tài)分布的假設(shè)在疲勞極限附近不合理，此時，可以采用疲勞強(qiáng)度分布假設(shè)。

2.2 疲勞強(qiáng)度的概率分布

給定壽命下疲勞強(qiáng)度的概率分布不能通過試驗方法直接獲得，只有采用間接方法來研究。最早Weibull以給定應(yīng)力水平的疲勞壽命分布規(guī)律推導(dǎo)出給定壽命的疲勞強(qiáng)度分布規(guī)律，提出疲勞壽命破壞率與疲勞強(qiáng)度破壞率相等。疲勞強(qiáng)度概率分布問題從統(tǒng)計角度出發(fā)，利用統(tǒng)計推斷方法處理，對三組大樣本試驗數(shù)據(jù)的分析結(jié)果表明疲勞強(qiáng)度可以用威布爾分布或正態(tài)分布描述。

3 基于疲勞強(qiáng)度分布假設(shè)的極大似然法

對式（1）進(jìn)行變換，疲勞強(qiáng)度可以寫成壽命N的表達(dá)式

式中，Sp為具有可靠度p的疲勞強(qiáng)度；N為疲勞壽命。假設(shè)給定壽命的疲勞強(qiáng)度服從正態(tài)分布，疲勞強(qiáng)度的均值和標(biāo)準(zhǔn)差可寫為

式中，μS和σS為疲勞強(qiáng)度的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，是壽命N的函數(shù)。疲勞強(qiáng)度S的概率密度函數(shù)為

對于一組疲勞試驗數(shù)據(jù)，構(gòu)造似然函數(shù)[3]

式（12）對疲勞試驗數(shù)據(jù)的類型沒有限制，升降法“對子應(yīng)力”為指定壽命下疲勞強(qiáng)度的樣本，單點法和成組法的試驗點（Si，Ni）可以看作是壽命Ni下的疲勞強(qiáng)度Si。當(dāng)似然函數(shù)lnL取最大值時，六個參數(shù)即為最佳取值。

以2.1中的（1-3）作為約束條件，對lnL進(jìn)行優(yōu)化求解，P-S-N曲線的擬合過程可以表述為

其中，σN（S）由式（2）計算。式（13）中的優(yōu)化問題在實際計算中可以先通過最小二乘法估計均值壽命曲線的參數(shù)C、m和S0，然后再采用優(yōu)化方法求解其他參數(shù)，以縮短計算時間和已有的均值壽命曲線擬合保持一致。任意可靠度下的Sp-N曲線可以表示為

將式（8）代入式（13）得

4 結(jié)束語

假設(shè)疲勞強(qiáng)度服從正態(tài)分布，基于極大似然法原理給出了一種新的P-S-N曲線擬合方法。兩組試驗數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果表明中等壽命區(qū)疲勞強(qiáng)度服從正態(tài)分布的假設(shè)與疲勞壽命服從對數(shù)正態(tài)分布假設(shè)在工程上近似等效。疲勞強(qiáng)度假設(shè)能更好地描述疲勞極限附近的P-S-N曲線。與最小二乘法和傳統(tǒng)極大似然法的對比表明，本文方法對各類型的試驗數(shù)據(jù)擬合效果更佳。

參考文獻(xiàn)：

[1]傅惠民，高鎮(zhèn)同，梁美訓(xùn).P-S-N曲線擬合法[J].航空學(xué)報，1988，9（7）：A338～A341.

[2]謝金標(biāo)，姚衛(wèi)星.疲勞S-N曲線擬合的雙加權(quán)最小二乘法[J].宇航學(xué)報，2010，31（6）：1661～1665.

[3]王強(qiáng)，林元華. QPQ鹽浴復(fù)合熱處理中滲氮溫度對4145鋼疲勞壽命的影響[J].科技創(chuàng)新與應(yīng)用，2016（33）：23-24.endprint