Analyse statistique de la rupture
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Analyse statistique de la rupture
Chapitre II. La rupture fragile A A Appppprrroooccchhheee ppprrrooobbbaaabbbiiillliiisssttteee dddeee lllaaa rrruuuppptttuuurrreee 1 Chapitre II. La rupture fragile A A Appppprrroooccchhheee ppprrrooobbbaaabbbiiillliiisssttteee dddeee lllaaa rrruuuppptttuuurrreee Pour N éléments de volume (N maillons) et par suite contenant N défauts, la probabilité de survie, en appliquant la règle de multiplication issue de la théorie de probabilité est : 1. Introduction : S N (σ ) = [1 − F1 (σ )] N En dynamique, durant l’intervalle du temps séparant le début du chargement et la rupture complète de l’échantillon (temps de rupture), un nombre important de défauts microscopiques qui peuvent être activés sous l’effet d’inertie, change de processus de la rupture qui aura lieu comme conséquences : (2) Ainsi, la probabilité de rupture est : FN (σ ) = 1 − [1 − F1 (σ )] N - 2 Faciès moins rugueux ; Grandes dispersions des résultats. (3) Par transformation mathématique : FN (σ ) = 1 − e − N . F1 (σ ) Ainsi, la rupture fragile, surtout, est très sensible aux défauts microstructuraux et c’est le défaut le plus critique qui gouverne la rupture. (4) F1 (σ ) est fonction seulement de σ, indépendante de N. 2. Modèle de Weibull : «La résistance à la rupture d’une chaîne en série est gouvernée par celle du maillon le plus faible de l’ensemble». Ce modèle, en appliquant à la rupture des matériaux, semble être un bon moyen et une approche probabiliste très utile en sollicitations dynamiques. En effet, la simulation est comme suit : une chaîne peut représenter un échantillon d’un matériau contenant une infinité d’éléments de volume qui font correspondre aux maillons de la chaîne, chacun contenant un défaut. Ainsi, comme on a mentionné plus haut, la résistance de l’éprouvette est gouvernée par celle des éléments de volume qui contiennent le défaut le plus critique. Des modifications, ont été apportées au modèle de Weibull, basées initialement sur la contrainte (en valeur statique) de la rupture, ont permet de prendre en compte le volume de la zone d’élaboration de la rupture : Pf = 1 − e −V . F (σ ) (5) 3. Formule empirique de Weibull : La fonction de densité de probabilité empirique choisie par Weibull est : ⎧⎡σ − σ ⎤ u ⎪ ,σ > σ u ; F (σ ) = ⎨⎢⎣ σ 0 ⎥⎦ ⎪ ⎩0, σ ≤ σ u . m Maillon le plus faible (6) Chaîne avec, Echantillon σ u - seuil de contrainte ; σ 0 - facteur de normalisation ; m - module de Weibull : mesure de dispersions des valeurs statistiques de la contrainte de rupture. Ainsi, Défaut le plus critique ⎡ σ −σ u ⎤ ⎧ −V . ⎢ ⎥ σ ⎪ p f = ⎨1 − e ⎣ 0 ⎦ , σ > σ u ; ⎪0, σ ≤ σ . u ⎩ m Pour un élément de volume (un maillon) contenant un défaut, la probabilité de rupture jusqu’à un niveau de contrainte σ est F1 (σ ) , alors sa probabilité de survie est : S (σ ) = 1 − F1 (σ ) (7) En modifiant le modèle de Weibull en terme de ténacité : (1) V = C.K 4 (8) Chapitre II. La rupture fragile A A Appppprrroooccchhheee ppprrrooobbbaaabbbiiillliiisssttteee dddeee lllaaa rrruuuppptttuuurrreee 3 A A Appppprrroooccchhheee ppprrrooobbbaaabbbiiillliiisssttteee dddeee lllaaa rrruuuppptttuuurrreee Chapitre II. La rupture fragile 4 2. On associe à chaque valeur KI ci la probabilité de rupture : où, Pf (KI ci ) = V- volume d’élaboration de la rupture ; K- facteur d’intensité de contrainte ; C – Constante. dimension (d’après Wallin), soit modèle de Weibull sous forme de deux paramètres. [ Ln Ln(1 − Pf ) ] = Ln(K −1 0 − K u ) + Ln(KI c − K u ) (15) ⎡ 1 ⎤ En reportant LnLn ⎢ ⎥ pour différentes valeurs arbitraires de K u et en cherchant celle ⎢⎣1 − Pf ⎥⎦ qui donne le meilleur ajustement linéaire, on obtient une droite, dont la pente est m2 et, En effet, d’après Tolba et al., pour le matériau fragile, K u = 0, d’où : ⎛ kI ⎞ −⎜⎜ c ⎟⎟ ⎝ K0 ⎠ (14) 3. Pour déterminer K 0 , m2 et K u , on écrit l’équation (11) sous la forme : Cette dernière modification rend l’expression de Pf dans l’équation (5) indépendante de la Pf = 1 − e i N +1 m2 (10) ⎡ 1 ⎤ K 0 − K u , la valeur de Ln ⎢ ⎥ pour KI c = K 0 + 1 . ⎣⎢1 − Pf ⎦⎥ Et sous forme de trois paramètres : 4. Pour la formule à deux paramètres : Pf = 1 − e ⎛ kI − K u ⎞ ⎟ −⎜⎜ c ⎟ ⎝ K 0− K u ⎠ m2 (11) où, ⎡ 1 ⎤ ⎡ KI c ⎤ Ln ⎢ ⎥=⎢ ⎥ ⎣⎢1 − Pf ⎥⎦ ⎣ K 0 ⎦ m2 (16) ⎧⎪ ⎡ 1 La représentation de l’équation (16) dans le plan ⎨ LnLn ⎢ ⎪⎩ ⎢⎣1 − Pf ⎡ 1 ⎤ une droite de pente m 2 et d’ordonné à l’origine Ln ⎢ m2 ⎥ . ⎣⎢ K 0 ⎦⎥ 5. Pour le cas du mode mixte, il suffit de remplacer KI c par KI céq . K u - borne inférieure des valeurs de ténacité (un seuil) ; 1 K 0 - ténacité associée à une probabilité de 1 − soit 63% ; e m2 - nouveau module de Weibull. ⎫⎪ ⎤ ⎥, Ln(KI c )⎬ nous donne ⎥⎦ ⎪⎭ 4. Formule généralisée : Pour rendre l’expression de Pf indépendante de l’orientation de la fissure et pouvoir Le facteur d’intensité équivalent est la ténacité au mode I équivalente à celle du cas du mode mixte. Plusieurs approches ont été proposées. l’utiliser en mode mixte, KIc est remplacé par KIcéq (le facteur d’intensité de contrainte équivalent) : m ⎛ kI céq − K u ⎞ 2 ⎧ ⎟ −⎜⎜ ⎟ ⎪ ⎝ K 0− K u ⎠ , KI céq > K u ; Pf = ⎨1 − e ⎪0, KI ≤ K . céq u ⎩ σ Cisaillement (12) + Ouverture 5. Détermination du module de Weibull (facteur de normalisation K 0 et valeur de seuil K u ) : Le nombre d’échantillons N à tester est généralement supérieur à 30. La méthode est comme suit : Cas du mode mixte I + II 1. On classe les résultats expérimentaux de ténacité en ordre croissant : KI c1 ≤ KI c 2 ≤ ............... ≤ KI cN σ (13)