Учет достоверности контроля качества сварных соединений
Достоверность контроля определяет вероятность принятия безоши-' бочных решений в отношении качества сварного соединения. С позиции прочности конструкции, содержащей трещиноподобные дефекты, достоверность контроля следует рассматривать как вероятность p{h > hKp) пропуска хотя бы одного дефекта размером h > hKp. Очевидно, что p(h > /гкр) непосредственно связана с вероятностью обнаружения дефектов p(h), которая зависит от свойств конструкционного материала, конфигурации элемента конструкции, формы и местоположения дефекта, метода контроля и его реальной чувствительности, методики и аппаратуры, квалификации оператора и других факторов. В качестве статистической оценки р(И) обычно принимают отношение числа обнаруженных дефектов при контроле заданным методом к общему числу имеющихся (выявляемость дефектов).
Кривая выявляемое™ дефектов в сварных соединениях как правило имеет вид восходящей экспоненты. Граничный размер наименьшего выявляемого дефекта /го входит в показатель экспоненты и зависит от чувствительности контроля:
p(ii) = 1 - ехрЩ/г - И0)]. (3.28)
Например, функция выявляемое™ дефектов в сварных стыковых соединениях толщиной 40 мм при ультразвуковом контроле выражается уравнением p(s) -1 - ехр[-0,17(5 - 9)]; при гамма-контроле — p(s) = 1 - ехр[-0,12(5 - 6)], где 5 — площадь дефекта, мм2.
В настоящее время систематизированные данные по выявляемое™ дефектов весьма ограничены. В литературе наиболее полно представлены результаты исследования выявляемое™ дефектов при ультразвуковом кон-
Размер дефекта по глубине h, мм Рис. 3.36. Условная вероятность обнаружения дефектов заданного размера по данным различных авторов (кривые 1—б) |
троле сварных соединений перлитных сталей толстостенных конструкций применительно к объектам ядерной энергетики (рис. 3.36).
Представленные данные можно аппроксимировать функцией типа (3.28):
Кривая на рис. 3.36 |
X |
ho |
1.................................. |
-0,06 |
2,95 |
2.................................. |
-0,114 |
3,55 |
3.................................. |
-0,123 |
3,36 |
4.................................. |
-0,180 |
4,70 |
5.................................. |
-0,207 |
1,24 |
6.................................. |
-0,122 |
0,270 |
Достоверность ультразвукового контроля конструкций из аустенитного материала может оказаться еще ниже (рис. 3.37). Приведенные результаты свидетельствуют о том, что с вероятностью р = 0,05 возможен пропуск дефектов весьма крупных размеров вплоть до 40...50 мм. Это подчеркивает значительную роль фактора выявляемое™ дефектов при контроле качества сварных соединений в проблеме обеспечения надежности конструкций.
Вместе с тем распределение размеров дефектов, не зафиксированных при контроле, зависит не только от их выявляемое™ данным методом, но и от исходной степени засоренности шва дефектами и функции распределения их размеров F(h).
Статистическая оценка функции риска пропуска при контроле качества хотя бы одного дефекта размером, превышающим h, в шве единичной длины L0 может быть выражена как
Рис. 3.37. Условная вероятность обнаружения трещиноподобных дефектов заданного размера в трубах ядерных реакторов: |
/ — плакированные трубы диаметром 840 мм, толщина стенки 60 мм; 2 — аустенитные трубы диаметром 254 мм, толщина стенки 15 мм; 3 — литые аустенитные трубы диаметром 840 мм, толщина стенки 60 мм
h |
(і — математическое ожидание общего количества дефектов в шве длиной L0; fih) — плотность вероятности, соответствующая характерной для данной технологии изготовления функции распределения размеров дефектов F{h) p(h) — условная вероятность обнаружения дефектов заданного размера h при контроле качества (выявляемость дефектов).
Параметры, характеризующие дефектность сварных соединений ц и F(h) в выражении (3.30) подлежат экспериментальному определению на основе статистического анализа данных контроля в условиях штатной технологии производства.
По аналогии с (3.16) вероятностную модель обеспечения трещино - стойкости, учитывающую выявляемость дефектов при контроле можно записать в виде
(3.31)
где hKр — случайная величина, для которой функция распределения pa(h, o,Kc) подсчитывается с учетом случайного рассеяния характеристик
статической трещиностойкости h$aKT — случайная величина, которая
подсчитывается по (3.28) с учетом случайного разброса размеров дефектов F(h) и вероятности их обнаружения P(h) при контроле.
Следующее выражение по аналогии с (3.18) позволяет определить вероятность разрушения при статическом нагружении сварного соединения с трещиноподобными дефектами, пропущенными при выполнении контроля качества:
(3.32)
Зависимость (3.29), фактически характеризующая технологическую наследственность сварного соединения, приобретенную при изготовлении и оставшуюся незамеченной при контроле качества, является основой для прогнозирования ресурса конструкции при различных видах нагружения. В частности, она может служить для имитационного моделирования процесса разрушения при циклическом нагружении, что позволяет на вероятностной основе учесть в совокупности такие факторы, как нагруженность, дефектность и разброс характеристик трещиностойкости материала для выбранного технологического процесса сварки, достоверность применяемых методов неразрушающего контроля.
В отличие от других методов расчет на основе зависимости (3.29) дает сравнительную количественную оценку надежности, которая в комплексе характеризует решения, принятые на стадии проектирования и возможности их реализации в производстве.