БЕСПЛАТНАЯ БИБЛИОТЕКА РОССИИ

НАУЧНО-ПРАКТИЧЕСКИЕ КОНФЕРЕНЦИИ

<< ГЛАВНАЯ
АСТРОНОМИЯ
БЕЗОПАСНОСТЬ
БИОЛОГИЯ
ЗЕМЛЯ
ИНФОРМАТИКА
ИСКУССТВОВЕДЕНИЕ
ИСТОРИЯ
КУЛЬТУРОЛОГИЯ
МАШИНОСТРОЕНИЕ
МЕДИЦИНА
МЕТАЛЛУРГИЯ
МЕХАНИКА
ПЕДАГОГИКА
ПОЛИТИКА
ПРИБОРОСТРОЕНИЕ
ПРОДОВОЛЬСТВИЕ
ПСИХОЛОГИЯ
РАДИОТЕХНИКА
СЕЛЬСКОЕ ХОЗЯЙСТВО
СОЦИОЛОГИЯ
СТРОИТЕЛЬСТВО
ТЕХНИЧЕСКИЕ НАУКИ
ТРАНСПОРТ
ФАРМАЦЕВТИКА
ФИЗИКА
ФИЗИОЛОГИЯ
ФИЛОЛОГИЯ
ФИЛОСОФИЯ
ХИМИЯ
ЭКОНОМИКА
ЭЛЕКТРОТЕХНИКА
ЭНЕРГЕТИКА
ЮРИСПРУДЕНЦИЯ
ЯЗЫКОЗНАНИЕ
РАЗНОЕ
КОНТАКТЫ


Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 34 |

«65-я научно-техническая конференция ФГБОУ ВПО СибАДИ ОРИЕНТИРОВАННЫЕ ФУНДАМЕНТАЛЬНЫЕ И ПРИКЛАДНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ - ОСНОВА МОДЕРНИЗАЦИИ И ИННОВАЦИОННОГО РАЗВИТИЯ ...»

-- [ Страница 5 ] --

Материал для всех элементов вантовой системы определен как сталь с модулем упругости E=2.06·108 кПа, коэффициентом Пуассона k=0.2 и объемным весом p=76. кН/м3. Балка жесткости имеет Н-образное Рисунок 3. Сечение балки толщиной 0.1 м. Пилон задан коробчатым сечением: А=0.6 м2, Jx=0. м4, Jx=0.1175 м4. Ванты заданы круглым сечением площадью А=0.06 м без предварительного натяжения. Балка закреплена согласно рисунку 1, пилон в основании закреплен жестко.

Расчет произведен в двух постановках методом конечных элементов в перемещениях и смешанным методом с представлением балки жесткости моделью складки А.В. Александрова [6].

Рисунок 4. Состояние со всеми вантами. Вертикальные перемещения балки мм Рисунок 5. Состояние со всеми вантами. Нормальные напряжения кН/м Рисунок 6. Состояние с оборванной вантой. Вертикальные перемещения балки мм В первой постановке пилон смоделирован при помощи балочного конечного элемента. Призматический 3D балочный элемент определяют два узла. Каждый узел имеет три поступательные и три вращательные степени свободы. Элемент учитывает жесткость пилона на растяжениесжатие, на изгиб, на сдвиг и на кручение. Пилон состоит из 10 таких элементов. Балка жесткости задана пластинчатыми конечными элементами. Пластинчатый конечный элемент определяют 4 узла, расположенных в одной плоскости. Элемент строится как изопараметрический несовместный элемент в плоском напряженном состоянии. Это означает, что в элементе отсутствуют компоненты напряжений, действующие из плоскости элемента, и что компоненты деформации из плоскости могут быть получены на основе эффекта Пуассона. Балка состоит из 1440 таких элементов, средний размер составляет 0.333x0.3 м. Ванта смоделирована двухузловым элементом, работающим только на осевое растяжение. На систему действует только собственный вес. Расчет в первом варианте производился при помощи программного комплекса MIDAS Civil.

Рисунок 7. Состояние с оборванной вантой. Нормальные напряжения кН/м Решаем две задачи в статической постановки с целыми вантами и одной оборванной в сечении x=10 м (см. рисунок 2). Согласно рисунку 3, в узлах 2 и 5 определяем перемещения, в узлах 1,3,4 и 6 нормальные напряжения.

В модели второй постановки учтено 81 гармоника складки.

Основными неизвестными приняты 481=324 амплитуды перемещений ее узловых линий и усилия в вантах, пилон принят упругим стержнемконсолью. Основные уравнения изложены в работе [7]. Сравнение результатов расчета по двум методам приведено в таблицах 1,2,3. Для целой кострукции дано сравнение по перемещениям 2-ой узловой линии, по нормальным напряжениям на фибре (1-ой узловой линии). Для поврежденной конструкции дополнительно даны перемещения 5-ой узловой линии и напряжения на 4-ой. Как видно из таблиц совпадение результатов расчета по обеим постановкам удовлетворительное.

1. Смирнов В.А. Висячие мосты больших пролетов.М., 1975.

2. Сафронов В.С. Расчет висячих и вантовых мостов на подвижную нагрузку.Воронеж:

Изд-воВГУ, 1982.–196с.

3. Потапов В.Д., Папаев М.А. Об устойчивости висячих и вантовых мостов, находящихся под действием ветровых нагрузок, в детерминированной и стохастической постановках// Ж. Строительная механика и расчет сооружений. 2005, № 6. С. 32-37.

4. Круглов В.М., Косицын С.Б., Потапов В.Д., Долотказин Д.Б., Лукъянов М.А.

Статические расчеты вантового моста с арочным пилоном// Ж. Строительная механика и расчет сооружений. 2008,№ 5. С. 19-23.

5. Потапов В.Д., Папаев М.А. Аэродинамическая устойчивость висячих и вантовых мостов при стохастическом воздействии// Ж. Строительная механика и расчет сооружений.2009,№ 3. С. 38-47.

6. Строительная механика. Тонкостенные пространственные системы/ А.В.

Александров, Б.Я. Лащеников, Н.Н. Шапошников. – М.: Стройиздат, 1983. – 488 с.

7. Г.М.Кадисов, В.В.Чернышов. Динамика поврежденной конструкции/Проблемы оптимального проектирования сооружений. Доклады 2-ой Всероссийской конференции, Новосибирск, 5-6 апреля,2011г. – Новосибирск: НГАСУ (Сибстрин), 2011.–427с., С.154-162.

СЕКЦИЯ

ИННОВАЦИОННОЕ РАЗВИТИЕ

ДОРОЖНО-СТРОИТЕЛЬНОГО КОМПЛЕКСА

УДК 625.

ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНАЯ ОЦЕНКА РАСПРЕДЕЛЯЮЩЕЙ

СПОСОБНОСТИ ГЛИНИСТЫХ ГРУНТОВ

Сибирская государственная автомобильно-дорожная академия При решении задач о сдвигоустойчивости и деформациях грунтов и материалов с дискретной структурой большое значение имеет расчет напряжений. Методы расчета напряжений в слоях дорожных конструкций из дискретных материалов можно подразделить на 4 группы. К первой и второй группе отнесем методы механики сплошной и зернистой среды, а к третьей и четвертой – инженерные и статистические способы. Каждый из этих способов имеет свои преимущества и недостатки.

Методы механики сплошной среды позволяют определить напряжения в любой точке конструкции, но не учитывают влияние физических свойств материалов на их величину.

Структурные физические модели механики зернистой среды позволяют выяснить, что передача перемещений и напряжений происходит по точкам контакта частиц. Недостатком таких моделей является невозможность количественной оценки напряжений с приемлемой точностью. На рис. 1 приведена простейшая модель дискретного материала, воспринимающего равномерно распределенную нагрузку.

Рисунок 1. Простейшая структурная физическая модель глубине можно задать через угол рассеивания напряжений. Поэтому для расчета вертикальных напряжений воспользуемся известной формулой [1]:

где P0 – давление на поверхности грунтового полупространства или слоя, Па;

D0 – диаметр круга, по которому распределяется давление на поверхности, м;

Z – расстояние от поверхности до сечения, в котором определяются напряжения, м;

- угол рассеивания напряжений в слое или полупространстве, град.

Формула (1) учитывает свойства среды, что отличает ее от решений механики сплошной и зернистой сред. Такое предположение нуждается в экспериментальных исследованиях. Для этого предложена методика исследования грунтовых моделей штамповыми испытаниями [2].

В соответствии с этой методикой изготовление моделей производится путем трамбовки грунта, уложенного в специальную форму, ударником большого прибора Союздорнии для стандартного уплотнения. В качестве формы использовался набор колец, снабженный пазами, позволяющими наращивать высоту образца. Общая высота моделей принята 4 и 6 см. При такой высоте моделей и диаметре штампа 3 и 2 см диаметр площадки, по которой распределяется нагрузка в нижней поверхности модели, не превышает ее диаметр. Следовательно, грунт работает в условиях соответствующих натурным штамповым испытаниям. Уплотнение грунта производилось в три слоя по 40 ударов на каждый.

На поверхность каждого уплотненного слоя суглинка укладывался бумажный вкладыш. Также бумажный вкладыш размещался в верхнем неуплотненном слое модели. Готовая модель взвешивалась, что при известной влажности суглинка и массе колец позволяло определить плотность сухого грунта. Модель вместе с кольцами и бумажными вкладышами испытывалась давлением, передаваемым жестким круглым штампом диаметром 2 или 3 см на машине Р-5. После первого испытания обнаружилось, что вкладыш прилипает к поверхностям модели и регистрация дефекта затрудняется. Для устранения такого недостатка методика была модифицирована. На одном горизонте укладывались три вкладыша, два из которых верхний и нижний из рыхлой бумаги для впитывания излишка отжимаемой воды. При вдавливании штампов подбирались давления, вызывающие образование дефектов бумажных вкладышей, заложенных внутри моделей. По диаметру дефектов и штампа при известных значениях глубины заложения вкладыша можно судить об угле распределения давления на определенной глубине.

После приложения необходимой нагрузки бумажный вкладыш извлекался, и производилось измерение диаметров его дефектов, обусловленных вдавливанием суглинка. Вид дефектов бумажных вкладышей и величина давлений, вызывающих их появление зависит от свойств бумаги и суглинка. Характерной особенностью оказалась извлечение верхней части модели полностью, по-видимому из за свойств связности суглинка. На рисунке 2 наглядно виден дефект, у которого можно измерить диаметр.

где Diz – диаметр дефекта бумажного вкладыша, заложенного на глубине Z при i-ом измерении, мм;

Di – диаметр штампа, при помощи которого выполнено данное испытание, мм;

Zi – глубина заложения бумажного вкладыша при данном испытании, мм.

В теории вероятностей [3] математическое описание случайных величин выполняется при помощи законов их распределения. Под законом распределения случайной величины понимают любое соотношение, устанавливающие связь между значениями случайной величины (вариантами) и вероятностью их появления.

Используя методы математической статистики, выборка проверена на наличие грубых ошибок. При проверке выборки на попадание в трехсигмовый интервал выяснилось, что необходимо отсеять одно значение i=34,6 градусов. Дальнейшая проверка выборки при помощи процентных точек распределения Стьюдента показала, что для уровня значимости 0,1%р5% от отсева частных значений следует воздержаться.

Таким образом, для дальнейшей статистической обработки принято частных значений углов рассеивания напряжений.

Следующей задачей является проверка выборки на нормальность распределения. Для этого применены статистики и критерии согласия Лотера Закса [4], выборочного коэффициента вариации, несмещенных оценок показателей асимметрии и эксцесса.

Обработку экспериментальных данных выполняют по вариационному и статистическому ряду.

Закон распределения задается следующим образом. Вначале определяется статистический интервал, в пределах которого варьируется измеренная случайная величина. Длина статистического интервала определяется разностью максимального и минимального значения соответственно. Затем подбирается количество разрядов, на которые разбивается этот интервал. При объеме выборки до 100 элементов (параметров) минимальное количество разрядов принимают 6 – 7, а если объем выборки составляет несколько сотен элементов, то количество интервалов назначают 10–20. Количество интервалов можно рассчитать по правилу Штюргеса [5].

Из анализа данных следует целесообразность принятия нулевой гипотезы о нормальном распределении случайной величины.

Приблизительную проверку нормальности распределения можно произвести по методу, предложенному Лотером Заксом [4]. Суть этого метода заключается в сравнении отношения размаха варьирования к среднеквадратическому отклонению с критическими границами этой характеристики при принятом уровне значимости. В результате установлено, что гипотеза о нормальности распределения может быть принята с уровнем значимости р=10 %, а это значит, что гипотеза нормальности распределения принимается при любом уровне значимости от 0 до 10 %. Методы подбора теоретического распределения основаны на оценках эмпирического распределения [6]. Одним из таких методов является метод моментов [7]. При использовании этого метода определяют начальные и центральные моменты по выборке и сгруппированным данным. Вначале определяют смещенные оценки моментов, потом переходят к несмещенным оценкам [7]. Принятые оценки моментов эмпирического распределения сравнивают с оценками теоретического распределения. Число сравниваемых оценок моментов принимается по количеству параметров в теоретической функции распределения.

Необходимо отметить, что метод моментов позволяет получить эффективные оценки только для нормального распределения, а для других распределений эффективность метода моментов невысокая. В таблице представлены смещенные и несмещенные оценки моментов, вычисленные по вариационному ряду и по разрядам.

Примечание: Во втором столбце без скобок даны значения первого краевого момента, а в скобках приведены значения первого центрального момента.

Первый центральный момент эмпирического распределения приблизительно равен нулю, что справедливо для теоретического нормального распределения. Приблизительные представления о близости эмпирического распределения к нормальному закону, но без установления нормальности распределения, дает анализ показателей асимметрии и эксцесса [5], для вычисления которых используются второй, третий и четвертый моменты. В таблицы 2 приведены формулы и результаты расчета показателей асимметрии и эксцесса.

Оценки моментов, вычисленные по вариационному ряду и по разрядам Наименование оценки Оценка моментов эмпирического распределения угла рассеивания напряжений Смещенные моменты по вариационному ряду по вариационному ряду Оценки моментов по экспериментальным данным Формулы и результаты расчета показателей асимметрии и эксцесса Для симметричных распределений g1=0, а для нормального распределения и g2=0. Таким образом, из таблицы 2 следует, что эмпирическое распределения имеет некоторую асимметрию и определенный эксцесс по сравнению с теоретическим нормальным распределением. Так как показатель асимметрии эмпирического распределения углов рассеивания напряжений в суглинке имеет положительное значение, то правая часть графика длиннее левой.

Показатель эксцесса имеет отрицательное значение, что позволяет сделать вывод о том, что пик эмпирического графика вероятности распределения более низкий и пологий по сравнению с теоретическим нормальным распределением.

Проверку гипотезы нормальности распределения можно выполнить по несмещенным оценкам показателей асимметрии и эксцесса [8]. Для этого несмещенные оценки сравнивают со среднеквадратическими отклонениями показателей эксцесса и асимметрии (таблице 3).

Результаты расчета оценок и среднеквадратических отклонений показателей Среднеквадратическое отклонение показателя асимметрии Критическое значение среднеквадратического отклонение показателя асимметрии 3G Среднеквадратическое отклонение показателя эксцесса G1 0, Критическое значение среднеквадратического отклонение показателя эксцесса 3G Из таблицы 3 следует, что условия таблицы 2 выполняются, значит можно принять гипотезу о нормальности распределения.

Поэтому для доверительной оценки истинного значения примем уровень значимости 2 % и соответствующую этому значению доверительную вероятность 98 %.. Доверительная оценка истинного значения определяется по формуле:

где t – коэффициент, принимаемый по таблице распределения Стьюдента в зависимости от числа степеней свободы (к = п-1) и двусторонней доверительной вероятности.

При доверительной вероятности параметр распределения Стьюдента при 198 степенях свободы составит 2,3453. Тогда доверительная оценка истинного значения составит 1,161 град. Отсюда, откладывая доверительную оценку от несмещенного математического ожидания 28,057 получим, что интервал варьирования истинного значения угла рассеивания напряжения в суглинке легком составит от 26,898 до 29, градусов.

1. Паталеев А.В., Баженков С.Я., Бирюков А.А. Механикагрунтов, основания и фундаменты. Т.1 – М.: Трансжелдориз -дат, 1938. – 314 с.

2. Александров А.С. Исследование вертикальных напряжений в земляном полотне с учетом распределяющей способности грунтов /А.С. Александров, Н.П. Александрова, Н.В. Кузин, Г.В. Долгих// Транс по рт ное стро и тель ство. – 2010. – № 8. – С. 18-21.

3. Венцель Е.С. Теория вероятностей [Текст] / Е.С. Венцель – М.: Высшая школа, 2001.

– 575 с.

4. Закс Лотер. Статистическое оценивание. Пер. с нем. В. Н. Варыгина. Под ред. Ю. П.

Адлера, В. Г. Горского. М., «Статистика», 1976. -600 с 5. Львовский Е.Н. Статистические методы построения эмпирических формул [Текст] / Е.Н. Львовский – М.: Высшая школа, 1988. – 239 с.

6. Леман Э. Проверка статистических гипотез [Текст] / Э. Леман – М.: Наука. Главная редакция физико-математической литературы, 1979. – 408 с.

7. Митропольский А.К. Теория моментов [Текст] / А.К. Митропольский – М-Л.:

Государственное издательство колхозной и совхозной литературы, 1933. – 224 с 8.Айвазян С.А. Прикладная статистика: Классификация и снижение размерности [Текст] / С.А. Айвазян, В.М. Бухштабер, И.С. Енюков, Л.Д. Мешалкин – М.: Финансы и статистика, 1989. – 607 с.

УДК 620.

ИССЛЕДОВАНИЕ ВЛИЯНИЯ УПРУГО-ВЯЗКО-ПЛАСТИЧНЫХ

ЭЛЕМЕНТОВ МЕХАНОРЕОЛГИЧЕСКОЙ МОДЕЛИ НА

ПАРАМЕТРЫ ЕЕ УДАРНОГО ВЗАИМОДЕЙСТВИЯ

В.Л. Лапшин, д-р техн. наук, профессор;



Pages:     | 1 |   ...   | 3 | 4 || 6 | 7 |   ...   | 34 |
 


Похожие материалы:

«Посвящается памяти Александра Алексеевича Большакова СТРАТЕГИЧЕСКИЕ ПРОЕКТЫ ОСВОЕНИЯ ВОДНЫХ РЕСУРСОВ В XXI ВЕКЕ: ПРАВОВЫЕ, СОЦИАЛЬНО- ЭКОНОМИЧЕСКИЕ И ЭКОЛОГИЧЕСКИЕ АСПЕКТЫ Сборник докладов Международной научно-практической конференции Тюмень, 2013 УДК 556 ББК Ч 48 + 109 С-83 С-83 Стратегические проекты освоения водных ресурсов в XXI веке: правовые, социально-экономические и экологические аспекты: Сборник докладов Международной научно-практической конференции. – Тюмень: РИО ТюмГАСУ, 2013. – 298 ...»

«Посвящается памяти Александра Алексеевича Большакова Стратегические проекты освоения водных ресурсов Сибири и Арктики в XXI веке: концептуальное мышление и идентификация личности Сборник докладов Международной научно-практической конференции Том 2 Тюмень, 2012 УДК 556 ББК Ч 48 + 109 С-83 С-83 Стратегические проекты освоения водных ресурсов Сибири и Арктики в XXI веке: концептуальное мышление и идентификация личности: Сборник докладов Международной научно-практической конференции. Т. 2. – ...»

«Вильнюс 2014 1 Сборник издан Центром европейской трансформации (Беларусь) при поддержке Международной неправительственной организа- ции EuroBelarus (Литва) и Шведского центра развития сотрудни- чества НКО Форум Сюд. Беларусизация. Можно ли завершить процесс институционального строительства независимого государства?: Сборник материалов конференции / Под ред. А. Шутова. — Вильнюс, 2014. — 108 с. Тематика книги концентрируется на проблемах завершения институционального строительства независимых ...»

« ...»






 
© 2013 www.kon.libed.ru - «Бесплатная библиотека научно-практических конференций»