Известия РАН. Механика твердого тела, 2020, № 3, стр. 104-113
СТАТИСТИЧЕСКОЕ ОЦЕНИВАНИЕ СОПРОТИВЛЕНИЯ УСТАЛОСТИ ДЕТАЛЕЙ НА БАЗЕ ТЕОРИИ ПОДОБИЯ УСТАЛОСТНОГО РАЗРУШЕНИЯ
Л. В. Агамиров a, *, В. А. Вестяк b, **
a Национальный исследовательский университет “Московский энергетический институт”
Москва, Россия
b Московский авиационный институт (Национальный исследовательский университет)
Москва, Россия
* E-mail: itno_agamirov@mail.ru
** E-mail: kaf311@yandex.ru
Поступила в редакцию 11.12.2019
После доработки 20.12.2019
Принята к публикации 29.12.2019
Аннотация
Рассматриваются вопросы определения расчетных характеристик выносливости материалов и элементов конструкций методами статистической теории подобия усталостного разрушения. Статистическому анализу подвергались результаты массовых усталостных испытаний образцов различного типоразмера, моделей и натурных деталей, проведенных различными исследователями и научно-производственными организациями. С целью обоснования критерия подобия усталостного разрушения в широком диапазоне долговечностей и вероятностей разрушения получены корректирующие соотношения, позволяющие производить оценку характеристик сопротивления усталостному разрушению на базе медианной кривой усталости стандартных образцов и справочных параметров теории подобия без необходимости проведения испытаний натурных элементов конструкций.
Введение. Расчет прочности деталей машин и элементов конструкций при действии переменных напряжений основан на определении пределов выносливости и соответствующих им долговечностей. Наиболее надежным способом обоснования этих характеристик являются натурные испытания объектов, что зачастую оказывается непростой задачей в связи с объективной ограниченностью экспериментальных данных в условиях значительного рассеяния характеристик усталостных свойств, затруднениями, связанными с созданием специализированных испытательных стендов и необходимостью нестационарного нагружения объекта на стенде, временными и ценовыми ограничениями.
По этим причинам наиболее эффективными, особенно на этапе проектирования изделий, являются расчетно-экспериментальные методы, которые позволяют обосновать характеристики выносливости натурных деталей путем испытаний стандартных образцов различного типоразмера и конструктивно-подобных объектов. В основе подобных методов всегда лежит та или иная теория усталостного разрушения, достоверность которой должна быть подтверждена массовыми экспериментами. Одной из таких теорий является статистическая теория подобия усталостного разрушения Когаева-Серенсена [1, 2], основанная на теории “наиболее слабого звена” Вейбулла [3], теории прочности Н.Н. Афанасьева [4], результатах массовых усталостных испытаний сталей, легких и титановых сплавов. Теория подобия детально описывает влияние абсолютных размеров, конструктивных, эксплуатационных и технологических факторов на предел выносливости деталей машин и функцию его распределения путем интерполяции или экстраполяции в область допустимых значений критерия подобия. Эта теория послужила основой для создания системы справочной информации, предназначенной для определения расчетных характеристик сопротивления усталости деталей машин [5].
Необходимо отметить, что грамотное применение теории подобия при планировании, проведении и обработке усталостных испытаний позволяет постоянно дополнять расчетно-экспериментальные исследования ее авторов. Настоящая работа посвящена статистическому анализу экспериментальных данных усталостных испытаний образцов и деталей различного типоразмера, проведенных в разное время, а также коррективам, связанным с зависимостью некоторых важных параметров теории подобия от долговечности. Последнее обстоятельство не учитывается в классическом варианте теории подобия, но было давно замечено исследователями для легких сплавов [6, 7] и сталей [8, 9].
1. Основные уравнения. При выводе основного уравнения теории подобия пренебрегают влиянием второго и третьего главных напряжений:
(1.1)
$\lg ({\xi } - 1) = {{{\nu }}_{{\sigma }}} \cdot \left( {\lg {{{(L{\text{/}}\bar {G})}}_{0}} - \lg L{\text{/}}\bar {G}} \right) + {{z}_{p}} \cdot s$Параметр $L{\text{/}}\bar {G}$ называется критерием подобия усталостного разрушения, а уравнение (1.1) уравнением подобия, так как если деталь и модель имеют различные абсолютные и относительные размеры, но имеют одинаковые значения параметра подобия, то функции их распределения совпадают. Эта закономерность, справедливость которой подтверждается многими экспериментами, имеет большое практическое значение, так как она дает возможность находить в первом приближении функции распределения натурных деталей на основе испытаний образцов и моделей.
В [10] обосновано уравнение подобия на основе распределения Вейбулла:
(1.2)
$\lg ({\xi } - 1) = {{\nu }_{{\sigma }}} \cdot \left( {\lg {{{(L{\text{/}}\bar {G})}}_{0}} - \lg L{\text{/}}\bar {G} + {{w}_{p}}} \right)$Таблица 1
Материал | σb, МПа | σ–1, МПа | νσ | s | s (3) |
---|---|---|---|---|---|
Сталь 45 | 660 | 307 | 0.1 | 0.045 | 0.035–0.079 |
Сталь 40Х | 2020 | 840 | 0.11 | 0.05 | 0.039–0.087 |
АВТ | 364 | 135 | 0.080 | 0.05 | 0.028–0.063 |
В95 | 618 | 174 | 0.09 | 0.06 | 0.032–0.071 |
АД33 | 333 | 127 | 0.09 | 0.06 | 0.032–0.071 |
Д16 | 554 | 166 | 0.20 | 0.12 | 0.071–0.158 |
ВМ65 | 267 | 113 | 0.10 | 0.07 | 0.035–0.079 |
МЛ5 | 221 | 73 | 0.30 | 0.16 | 0.106–0.237 |
30ХГСА | – | 730 | 0.10 | 0.045 | 0.035–0.079 |
Как уже указывалось, параметр ${{\nu }_{{\sigma }}}$ существенно зависит от базовой долговечности. В [6, 10] показано, что, в первом приближении, в диапазоне долговечностей 106–5 × 107 этот параметр определяется соотношением:
(1.4)
${{\nu }_{{{\sigma }N}}} = {{\nu }_{{\sigma }}} \cdot {{{\sigma }}_{{ - 1N}}}{\text{/}}{{{\sigma }}_{{ - 1}}}$(1.5)
${{{\sigma }}_{{ - 1d}}} = \left( {0.5 \cdot {{{\sigma }}_{{ - 1N}}}{\text{/}}{{{\alpha }}_{{\sigma }}}} \right) \cdot [1 + {{10}^{{{{\nu }_{{{\sigma }N}}} \cdot \left( {1.946 - \lg L/\bar {G} + {{w}_{p}}} \right)}}}]$В формуле (1.5) ${{{\sigma }}_{{ - 1N}}}$ определяется уравнением кривой усталости. В настоящей работе для обработки результатов усталостных испытаний применялось следующее уравнение кривой усталости [11]:
(1.6)
${{{\sigma }}_{{ - 1N}}} = {{{\sigma }}_{{ - 1\infty }}} + A \cdot {\text{lg}}{{N}^{{ - {\beta }}}}$Отношение коэффициентов концентрации напряжений и масштабного фактора определяется из следующего уравнения [1, 5]:
(1.7)
${{k}_{{\sigma }}}{\text{/}}{{{\varepsilon }}_{{\sigma }}} = {{{\sigma }}_{{ - 1N}}}{\text{/}}{{{\sigma }}_{{ - 1d}}} = 2 \cdot {{\alpha }_{{\sigma }}}{\text{/}}[1 + {{10}^{{{{\nu }_{{{\sigma }N}}} \cdot \left( {1.946 - \lg L/\bar {G} + {{w}_{p}}} \right)}}}]$Суммарный коэффициент, учитывающий также влияние технологических факторов равен [1, 5]:
(1.8)
${{K}_{{{\sigma }D}}} = \left( {{{k}_{{\sigma }}}{\text{/}}{{\varepsilon }_{{\sigma }}} + 1{\text{/}}{{k}_{F}} - 1} \right){\text{/}}\left( {{{k}_{{v}}} \cdot {{k}_{{cor}}}} \right)$В табл. 2, 3 приведены результаты статистической обработки усталостных испытаний образцов и натурных деталей из легких сплавов [11–16], проведенных в различное время в МАТИ им. К.Э. Циолковского, на агрегатном предприятии “Рубин” и образцов из легированных сталей [1, 2, 5, 8, 9], проведенных в ИМАШ АН СССР. В этих таблицах представлены теоретические коэффициенты концентрации напряжений, значения критерия подобия $\lg L{\text{/}}\bar {G}$ и расчетные значения пределов выносливости в диапазоне долговечностей 4 × 104–5 × 107 циклов. Относительный градиент для круглых образцов определялся по формуле: $\bar {G} = 2{\text{/}}r + 2{\text{/}}d$, где r – радиус надреза, d – диаметр рабочей части. Подробное описание испытательных установок, режимов и объемов испытаний, методики проведения и обработки результатов содержатся в выше цитированных работах. По результатам экспериментов в табл. 4, 5 определены значения параметра νσ уравнения подобия усталостного разрушения для различных долговечностей. Там же представлены параметры кривой усталости (6).
Таблица 2
Сплав | ασ | $\lg L{\text{/}}\bar {G}$ | N | |||
---|---|---|---|---|---|---|
105 | 106 | 107 | 5 × 107 | |||
АВ | 1.00 | 1.923 | 250 | 176 | 135 | 115 |
1.00 | 3.6 | 207 | 136 | 112 | 95 | |
1.00 | 3.224 | 235 | 161 | 122 | 104 | |
1.00 | 2.5026 | 247 | 167 | 130 | 110 | |
1.45 | 1.266 | 260 | 190 | 140 | 119 | |
1.86 | 0.98 | 274 | 200 | 148 | 126 | |
2.27 | 0.7718 | 287 | 214 | 155 | 132 | |
МЛ5 | 1.00 | 1.923 | 146 | 93 | 74 | 58 |
1.00 | 2.26 | 121 | 82 | 67 | 54 | |
1.57 | 1.578 | 144 | 108 | 80 | 64 | |
1.87 | 1.379 | 170 | 123 | 94 | 75 | |
2.28 | 1.1702 | 194 | 144 | 108 | 86 | |
ВМ65-1 | 1.00 | 1.923 | 178 | 128 | 113 | 102 |
1.00 | 2.26 | 169 | 123 | 109 | 99 | |
1.57 | 1.578 | 178 | 130 | 115 | 105 | |
1.87 | 1.379 | 188 | 145 | 121 | 110 | |
2.28 | 1.1702 | 195 | 158 | 126 | 115 | |
ВТ3-1 | 1.00 | 1.946 | 550 | 473 | 409 | 374 |
1.90 | 2.44 | 526 | 450 | 395 | 367 | |
1.40 | 1.23 | 654 | 528 | 444 | 400 | |
2.36 | 0.74 | 711 | 551 | 457 | 412 | |
АК-6 | 1.00 | 1.922 | 214 | 167 | 136 | – |
1.00 | 3.496 | 183 | 135 | 109 | – | |
1.53 | 1.267 | 258 | 188 | 152 | – | |
1.93 | 0.982 | 268 | 195 | 164 | – |
Таблица 3
Сплав | ασ | $\lg L{\text{/}}\bar {G}$ | N | |||
---|---|---|---|---|---|---|
4 × 104 | 105 | 106 | 5 × 106 | |||
12Х2НФА | 1.0 | 1.946 | 788 | 718 | 600 | 592 |
1.0 | 1.9055 | 794 | 715 | 596 | 595 | |
1.5 | 1.23248 | 913 | 816 | 623 | 585 | |
2.0 | 0.90633 | 976 | 846 | 670 | 606 | |
2.6 | 0.652247 | 1060 | 861 | 619 | 618 | |
30ХГСА | 1.0 | 1.946 | 602 | 552 | 490 | 466 |
1.0 | 1.9055 | 603 | 555 | 490 | 470 | |
1.5 | 1.23248 | 810 | 686 | 540 | 488 | |
2.0 | 0.90633 | 850 | 736 | 510 | 514 | |
2.6 | 0.652247 | 996 | 806 | 567 | 524 | |
45ХН2МФА | 1.0 | 1.946 | 882 | 784 | 680 | 670 |
1.0 | 1.9055 | 875 | 784 | 683 | 658 | |
1.5 | 1.23248 | 1030 | 882 | 735 | 751 | |
2.0 | 0.90633 | 1040 | 910 | 752 | 756 | |
2.6 | 0.652247 | 1080 | 944 | 790 | 734 |
Таблица 4
Сплав | σ–1∞ | A | β | N | ||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
νσN | 105 | 106 | 107 | 5 × 107 | ||||
АВ | 36.00 | 8681.78 | 2.30 | Опыт | 0.0813 | 0.1195 | 0.0889 | 0.0901 |
Расчет | 0.0682 | 0.1209 | 0.0889 | 0.0662 | ||||
МЛ5 | 11.60 | 6342.90 | 2.40 | Опыт | 0.2644 | 0.4027 | 0.3364 | 0.3468 |
Расчет | 0.2645 | 0.4638 | 0.3364 | 0.2481 | ||||
ВМ65-1 | 81.60 | 26849.54 | 3.50 | Опыт | 0.0894 | 0.1806 | 0.1050 | 0.1151 |
Расчет | 0.1082 | 0.1692 | 0.1050 | 0.0698 | ||||
ВТ3-1 | 0.00 | 2339.87 | 0.90 | Опыт | 0.1631 | 0.1068 | 0.0790 | 0.0658 |
Расчет | 0.1498 | 0.1059 | 0.0790 | 0.0660 | ||||
АК-6 | 0.00 | 1871.19 | 1.35 | Опыт | 0.1316 | 0.1351 | 0.1443 | – |
Расчет | 0.2033 | 0.1351 | 0.0943 | – |
Таблица 5
Сплав | σ–1∞ | A | β | N | ||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
νσN | 4 × 104 | 105 | 106 | 5 × 106 | ||||
12Х2НФА | 519.78 | 104750.33 | 3.90 | Опыт | 0.1705 | 0.1227 | 0.0465 | 0.0187 |
Расчет | 0.1706 | 0.1136 | 0.0465 | 0.0271 | ||||
30ХГСА | 425.92 | 68145.10 | 3.90 | Опыт | 0.2770 | 0.2205 | 0.0755 | 0.0728 |
Расчет | 0.2769 | 0.1845 | 0.0755 | 0.0440 | ||||
45ХН2МФА | 0.00 | 2894.52 | 0.79 | Опыт | 0.1335 | 0.1186 | 0.0891 | 0.0820 |
Расчет | 0.1432 | 0.1235 | 0.0891 | 0.0731 |
Анализ табл. 4 показывает, что параметр νσ изменяется не монотонно для легких сплавов, возрастая в диапазоне долговечностей 105–106 циклов, а затем постепенно снижаясь в соответствии с закономерностью (1.4). Для сталей и титанового сплава (табл. 4, 5) видно, что параметр νσ монотонно снижается во всем диапазоне долговечностей при испытаниях.
В настоящей работе выдвигается предположение, что такое поведение параметра наклона связано с изменением механизма усталостного разрушения в области малых долговечностей, граничащих с областью малоцикловой усталости. Эта область для разных сплавов составляет 104–105 циклов. Это предположение находит свое отражение в форме кривой усталости, если в него ввести четвертый параметр B:
(1.9)
${{{\sigma }}_{{ - 1N}}} = {{{\sigma }}_{{ - 1\infty }}} + A \cdot {\text{lg}}{{\left( {N + B} \right)}^{{ - {\beta }}}}$Отметим, что параметр B на практике редко используется в уравнении кривой усталости, так как его определение требует весьма больших объемов испытаний и практически не сказывается на поведении кривой усталости в области больших долговечностей. В то же время наличие такого порогового значения подтверждается многими исследователями [17–19], и сопровождается существенной неравномерностью рассеяния характеристик сопротивления усталости в области 104–105 циклов.
Для аналитического описания указанных закономерностей воспользуемся приближенной формулой для дисперсии функции случайной величины $y = f\left( x \right)$:
Тогда среднее квадратичное отклонение предела выносливости по уравнениям (1.9), (1.10) будет иметь следующий вид:
(1.11)
${{s}_{{{{{\sigma }}_{{ - 1N}}}}}} \approx B \cdot {\beta } \cdot {{s}_{{\lg N}}}{\text{/}}[\lg {{\left( {N + B} \right)}^{{{\beta } + 1}}} \cdot \left( {1 + B{\text{/}}N} \right)]$С учетом (1.11) введем коррективы в формулу (1.4), заменяя значения пределов выносливости их средними квадратичными отклонениями:
(1.12)
${{\nu }_{{{\sigma }N}}} \approx {{{\nu }}_{{\sigma }}} \cdot {{s}_{{{{{\sigma }}_{{ - 1N}}}}}}{\text{/}}{{s}_{{{{{\sigma }}_{{ - 1}}}}}} = {{\nu }_{{\sigma }}} \cdot {\eta }$(1.13)
${\eta } = {{\left[ {\lg \left( {{{N}_{0}} + B} \right)} \right]}^{{{\beta } + 1}}} \cdot \left( {1 + B{\text{/}}{{N}_{0}}} \right){\text{/}}\{ {{\left[ {\lg \left( {N + B} \right)} \right]}^{{{\beta } + 1}}} \cdot \left( {1 + B{\text{/}}N} \right)\} $С учетом указанных поправок в табл. 4, 5 представлены расчеты параметра ${{\nu }_{{{\sigma }N}}}$ в связи с вариацией долговечности. Наблюдается вполне удовлетворительное соответствие опытных и расчетных значений. Лишь в некоторых случаях эти отклонения достигают 30%. Введение поправки (1.13) позволяет учесть немонотонное изменение параметра наклона для легких сплавов в области малых долговечностей. Расчетные значения B для сталей и титанового сплава ВТ3-1 равняются нулю, а для всех легких сплавов составляют 2 × 105, за исключением сплава АК-6, для которого B равно 5 × 104 циклов.
По данным, представленным в табл. 2, 3 на рис. 1(a) построены кривые усталости стандартных образцов из легких сплавов 1-АВ, 2-АК-6, 3-МЛ5, 4-ВМ65-1, на рис. 1(b) кривые усталости стандартных образцов из легированных сталей: 1-45ХН2МФА, 2‑12Х2НФА, 3-30ХГСА, и титанового сплава ВТ3-1 (1.4). На рисунках значками отмечены опытные значения пределов выносливости. По данным табл. 4, 5 на рис. 2 (a,b,с) построены зависимости $\lg ({\xi } - 1)$ от $\lg L{\text{/}}\bar {G}$ для сплавов АВ, МЛ-5, ВМ65-1 соответственно в диапазоне долговечностей 105–5 × 107, на рис. 3 для сплава АК-6 в диапазоне долговечностей 105–107.
На рис. 4 (a,b,с) для сталей 12Х2НФА, 30ХГСА, 45ХН2МФА соответственно в диапазоне долговечностей 4 × 104–106 и на рис. 5 для сплава ВТ3-1 в диапазоне долговечностей 105–5 × 107. Точками на рисунках отмечены опытные значения lg(ξ – 1).
Как видно из рисунков, наблюдается вполне удовлетворительное соответствие опытных данных расчетным зависимостям. Оценка параметра ${{\nu }_{{{\sigma }N}}}$ производилась методом наименьших квадратов. При этом необходимо учитывать, что параметр ${{\nu }_{{{\sigma }N}}}$ является единственным оцениваемым параметром в регрессионном уравнении (1.2), этим объясняется специфический вид регрессионных кривых, как бы сходящихся к одной точке. Но даже при таком минимальном количестве оцениваемых параметров сходимость зависимостей следует признать удовлетворительной, что является следствием качественных теоретических предпосылок, служащих основанием для статистической теории подобия и коррекциях, связанных с вариацией долговечности, предлагаемых в данной работе.
Для полноты методики отметим, что теория подобия в рассмотренном виде является по сути градиентной с точки зрения распределения напряжений по сечению, то есть не позволяет определять пределы выносливости объектов без концентрации напряжений при переменном растяжении-сжатии (например, крупногабаритных валов). Это означает, что при переменном растяжении-сжатии и отсутствии у натурной детали концентрации напряжений основные уравнения (1.1), (1.2) использоваться не могут, так как в выражении для параметра подобия относительный максимальный градиент отсутствует. По этой причине в [7] предлагается коррекция параметра подобия с целью использования критерия подобия в случае отсутствия градиента в распределении напряжений:
где $~{\xi } = {{{\sigma }}_{{{\text{max}}}}}$, коэффициент 1.3722 представляет собой логарифм периметра гладкого лабораторного образца диаметром 7.5 мм, $\nu _{{\sigma }}^{{\text{'}}} = {{\nu }_{{\sigma }}}{\text{/}}\left( {1 - {{\nu }_{{\sigma }}}} \right)$ Остальные параметры в формуле (1.14) аналогичны тем, которые использовались выше.Выводы. 1. Выполнен статистический анализ большого объема экспериментальных данных усталостных испытаний конструкционных алюминиевых, титановых сплавов и легированных сталей, позволивший определить параметры уравнения подобия усталостного разрушения в широком диапазоне долговечностей 4 × 104–5 × 107.
2. Результаты анализа показали, что параметр наклона уравнения подобия ${{\nu }_{{\sigma }}}$ изменяется не монотонно для легких сплавов, возрастая в диапазоне долговечностей 105‒106 циклов, а затем, снижается. Для сталей и титанового сплава ${{\nu }_{{\sigma }}}$ монотонно снижается во всем диапазоне долговечностей при испытаниях.
3. Так как подобные изменения ${{\nu }_{{\sigma }}}$ не учитываются в классическом варианте теории подобия в настоящей работе предложено уравнение, связывающее изменение параметра наклона с формой кривой усталости, позволившее учесть поведение ${{\nu }_{{\sigma }}}$ в связи с вариацией долговечности и вероятности. Оценки параметра ${{\nu }_{{\sigma }}}$, выполненные методом наименьших квадратов, показали удовлетворительное соответствие опытных и расчетных значений.
4. Разработанная методика позволяет, в первом приближении, производить обоснование кривых усталости деталей и натурных элементов конструкций в широком диапазоне долговечностей и вероятностей разрушения, используя лишь параметры медианной кривой усталости стандартных образцов и справочные значения параметров уравнения подобия.
Список литературы
Когаев В.П. Расчеты на прочность при напряжениях, переменных во времени. М.: Машиностроение, 1977. С. 232.
Когаев В.П. Расчет деталей машин на прочность при многоцикловом нагружении. М.: Машиностроение, 1985. С. 64.
Weibull W.A. A statistical theory of the strength of materials. Proc. Royal Swedish Institute for Engineering Research. Stockholm, 1939. № 151. P. 45.
Афанасьев Н.Н. Статистическая теория усталостной прочности металлов. Киев, Изд. АН УССР, 1953. 123 с.
Межгосударственный стандарт. ГОСТ 25.504-82. Расчеты и испытания на прочность. Методы расчета характеристик сопротивления усталости.
Агамиров Л.В. Расчет на прочность при переменных нагрузках. Электронный информационный ресурс. http://window.edu.ru/resource/697/81697.
Agamirov L.V. Analytic Substantiation of the Fatigue Curve of a Structural Element on the Basis of the Fatigue Damage Similarity Criterion // Russian Engineering Research. vol. 20, no. 11, pp. 16–22, 2000 // Vestnik Mashinostroeniya. 2000. V. 80. № 11. P. 27–31.
Когаев В.П. Зависимость параметров уравнения подобия усталостного разрушения от числа циклов для легированных сталей // Проблемы машиностроения и автоматизации. 1988. № 22. С. 72–87.
Когаев В.П., Гусенков А.П., Алимов М.А., Марцинкевич А.Ю. Расчет статистических характеристик сопротивления усталости деталей из легированных сталей // Заводская лаборатория. 1989. Т. 55. № 4. С. 92–98.
Агамиров Л.В. Разработка статистических методов оценивания характеристик усталостных свойств материалов и показателей надежности элементов конструкций авиационной техники. Докт. дисс. М.: МАТИ, 1994. С. 385.
Степнов М.Н., Гиацинтов Е.В. Усталость легких конструкционных сплавов. М.: Машиностроение, 1976. С. 230.
Степнов М.Н., Агамиров Л.В. О статистических закономерностях сопротивления усталости титанового сплава ВТ3-1 // Заводская лаборатория. 1980. № 1. С. 30.
Степнов М.Н., Фертман А.М., Агамиров Л.В., Гиацинтов Е.В. Оценка параметров уравнения подобия усталостного разрушения титанового сплава ВТ3-1 // Машиноведение. 1989. № 4. С. 19–22.
Степнов М.Н., Мозалев В.В., Лисин А.Н., Агамиров Л.В., Евстратова С.П. Расчетный метод точечного и интервального оценивания квантильных кривых усталости деталей машин // Проблемы машиностроения и надежности машин. 1994. № 4. С. 38–43.
Agamirov L.V., Kramarenko E.I., Mozalev V.V., Lisin A.N. Influence of Various Factors on the Fatigue of Airplane Wheels // Russian Engineering Research. 2010. V. 30. № 11. P. 1095–1102. Original Russian Text in Vestnik Mashinostroeniya. 2010. № 11. P. 29–36.
Агамиров Л.В., Лисин А.Н., Мозалев В.В. Прогнозирование сопротивления усталости барабанов авиационных колес, подверженных поверхностному пластическому деформированию // Упрочняющие технологии и покрытия. 2011. № 3. С. 8–15.
Агамиров Л.В., Агамиров В.Л., Вестяк В.А. Стабилизация рассеяния характеристик усталостных свойств конструкционных материалов при статистическом анализе результатов усталостных испытаний // Вестник МАИ. 2011. Т. 18. № 5. С. 62–72.
Райхер В.Л. Усталостная повреждаемость. М.: МАТИ, 2006. С. 238.
Райхер В.Л. Рассеяние усталостной долговечности. М.: МАТИ, Изд. ЛАТМЭС, 2003. С. 221.
Дополнительные материалы отсутствуют.
Инструменты
Известия РАН. Механика твердого тела