---

а — толщина паяного шва

Черт. 11

Д=2(/г₁4-/)-б

Черт. 12

L=2(h+l)—b;

K=b+h₂

Черт. 13

Варианты исполнения головок образцов

Тип Ґ

Черт. 14

Таблица 8

Размеры головок образцов, мм

. Ти п II

Черт. 15

/ Исполнение головок образцов типа II, применяемых в испытаниях с криостатов»

При испытании паяных соединений, прочность которых равна или выше проч­ности паяемого материала, допускается применение крестообразных образцов (черт. 17). (Данные испытаний крестообразных образцов являются оценочными и не могут претендовать на достоверность фактических значений прочности сое­динений).

/=10; 15; 20 мм

Черт. 17

Форма и размеры заготовок крестообразных
образцов

■ПРИЛОЖЕНИЕ З Рекомендуемое

Схема размещения образцов в герметизируемом криостате

/Ґ силой з мер и телю

1 — испытуемый образец; 2 — криостат; 3 — захват; 4 — датчик уровня ох-
ладителя; 5 — герметизирующая гайка

Схема размещения образцов в
негерметизируемом криостате

/ — испытуемый образец; 2 — верхняя тяга (удлини­тельная штанга); 3 — нижняя тяга; 4 — охлаждающая жидкость; 5 — теплоизоляция; 6 — набивка (парафи­нированный графит с асбестом); 7 — кожух криос­тата; 8 — гайка-заглушка

Черт. 20ПРИЛОЖЕНИЕ 4

Рекомендуемое

ПОРЯДОК СТАТИСТИЧЕСКОЙ ОБРАБОТКИ
РЕЗУЛЬТАТОВ ИСПЫТАНИЙ

1. Для статистической обработки результатов испытаний составляют вариа­ционный ряд характеристик о или т.

Временное сопротивление при растяжении (а), МПа (кгс/мм²), вычисляют по формуле

_ ^^>тэх

°= "ТГ > (¹⁰>

где Р_тах—максимальная разрушающая нагрузка, Н (кгс);

F_n —площадь паяного шва, мм².

Предел прочности на срез (т), МПа (кгс/мм²), вычисляют по формуле

Далее проводят первичную статистическую обработку полученных значений а и т. За результат испытания принимают среднее арифметическое полученных характеристик ант, среднее квадратическое отклонение S характеристик, границы доверительного интервала е случайных погрешностей характеристик. _

Вычисляют среднее арифметическое значение характеристик (о и т) по фор­мулам:

п

² °/

— 1=1 ¹

п

(¹³>

где at— временное сопротивление при растяжении 1-го образца, МПа;

т₍-—предел прочности на срез і-го образца, МПа;

п — число значений характеристик о или т в вариационном ряду;

і=1, 2, З...П.

2. Среднее квадратическое отклонение характеристик определяют по форму­лам:

s<”)= У Т=Г Д № ■

(14)

S(T)= у ~г Д • (¹⁵>

2. Для определения вида распределения результатов испытаний необходимо построить график распределения опытных данных в координатах вероятность — значение характеристики.

Затем сравнить его с известными законами распределения, приведенными в табл. 9.

Далее проверяют согласие распределения опытных данных с предполагаемым теоретическим распределением по критериям согласия.

2. Наиболее часто применяемым законом распределения является нормаль­ный.

Формулы для расчета результатов испытаний:

при равноточных измерениях

п

2 'Х_г

Х = ^=4 ’ <¹⁶>

тг=г ,1 л-п' ■■ <*’>

^D

S-t

-^s‘- ТРТ

(19)

при неравноточных измерениях k _2 гпі-Хі Х= —_k —среднее взвешенное; (20)

*

S ШііХі-ХУ
=1
k “

—взвешенное среднее квадратическое отклонение, (21)

где п — число результатов испытаний;

mt—частота появления случайного значения в интервале;

Хі — значение переменной величины;

X — среднее арифметическое;

К — число интервалов;

3 — среднее квадратическое;

D — дисперсия;

в — границы доверительного интервала случайной погрешности;

t — коэффициент распределения Стьюдента, определяемый по табл. 10 и ill. 5. Определение несмещенной оценки среднего квадратического отклонения

Si=Ai*.S. (22)Нормальный (Гаусса)

/(*)=

і <х—*)

_L_ _е 2а²

<3^2 л

Р(х)=0,5ф(~

~

Логарифмически нормальный

К*)=

ІПХ— ІПХ

2

Є 2_О1 ;Р(х)=0,5Ф

ІПА-—ІПГ

Экспоненциальный

—кх —кх

f(x)=e ; Р(х) = е —е

Вейбулла

f(x)=

т-х^{т 1}

х^{т х}*

■е'^

; Р(х)=е ^2а‘

Таблица9

,32 ГОСТ 28830—90

Рэлея j х²_ х*_

fW= Є 2а« ;Р(х)=е 2а»

Г амма-распределение _хт— 1 х_ оо

їда ^е~- ■ ^FW=J

Равномерное распределение

1

fW=

при

•

Л₂-Х1
Хг-Х

Х₂ XiПродолжение табл. 9

ГОСТ 28830—90 С.

Таблица 10

Значение коэффициента Стьюдента t при односторонней доверительной вероятности 1$

— число степеней свободы, К=п— 1

Таблица 11

Значение коэффициентов Стьюдента при двусторонней доверительной вероятности Р