估算低温下金属材料应变疲劳寿命和疲劳极限的新方法

本文建立了估算低温下金属材料应变疲劳寿命的新方法,并首次提出了金属疲劳极限的热激活模型。该模型可定量地解释温度和频率对疲劳极限的影响。研究结果表明,提出的应变疲劳公式可很好地拟合低温下金属材料应变疲劳寿命的实验结果;疲劳极限可表示成非热激活分量σ_(ai)(ε_(apc))和热激活分量σ_a~*(T,ε_p)之和;σ_(ai)(ε_(apc))是与温度和频率(或应变速率)无关的材料常数;σ_a~*(T,ε_p)与流变应力的热激活分量近似相等。最后用文献中的实验数据对本文提出的低温下就应变疲劳寿命和疲劳极限的估算方法进行了验证。     

随机效应线性模型中 BLUE 关于设计阵的稳健性

对随机效应线性模型(y,X_0β,Aα,σ~2V):y=x_0β+ε,E(_ε~β)=(A_α/0),Cov(_ε~β)(?)给出了下列问题的解:当且仅当 X 满足什么条件时,才能使(y,X_0β,Aα,σ~2V)下任一可估函数ω′_1α(或ω′_2β或ω′_1α+ω′_2β)的所有 BLUE 都是(1)(y,xβ,Aα,σ~2V)下ω′_1α(或ω′_2β或ω′_1α+ω′_2β)的线性无偏估计(LUE)或 BLUE(2)(y,Xβ,Aα,σ~2V)下ω′_1α(或ω′_2β或ω′_1α+ω′_2β)的线性最小偏差估计(LIMBE)或最佳线性最小偏差估计(BLIMBE)     

单向随机模型误差方差带约束的一种齐性检测

利用多元正态总体的复相关系数检验 ,给出了单向分类随机效应模型yij=μj αi εij具有线性约束I′ΛH =0的误差方差的一种齐性检测方法 .即检验H0 :σ21=…σ2 n,其中 ,Λ =diag(σ21,σ22 ,… ,σ2 n) ,R(Hm×t) =t,μ为常量 ,αi～N(0 ,σ20 ) ,εij～N(0 ,σ2 j) ,i=1,2 ,… ,n ;j=1,2 ,… ,m为随机效应 .各αi,εj 独立 ,I′ =(1,1,…… ,1) ,检验统计量为F =R21-R2 ·n -m tm -t- 1～F(m -t- 1,n -m t) ,拒绝域为W{F >Fα(m -t- 1,n -m t) } .     

关于方差分量估计量可容许性的一个注记

Consider the following variance component model Y=Xβ+U_1ε_1+…+U_kε_k, (1) where ε_i=(ε_(il), …, ε_(ini))', i=1, …, k, are independent vectors of independent variables such that Eε_(ij)=Eε_(ij)~3=0, Eε_(ij)~4=3(Eε_(ij)~2)~2(?)3σ_i~4≥0, i=1, …, k; i=1, …, n_i, (2)     

有关子模生成元个数的几个命题

剩余空间方法已成功地应用到局部环上的线性群和辛群上。也有人阐述了R—空间的某些性质。为了对其它的典型群应用此法,必须进一步研究剩余模和固定模的性质。本论文对于μ(M≤μ(P)给出了必要且充分的条件,当环R的模V的子模 M、P满足M P时,此处μ(M)和μ(P)分别是子模M和P的最小生成元个数。我们也对局部环R上的线性群中元素σ_1、σ_2找到了满足不等式 resσ_1σ_2≤resσ_1 resσ_2的必要充分条件。     

随机回归系数和参数的G—M估计同时关于设计阵和散布阵的稳健性

考虑随机效应线性模型:y=Xβ+ε,Eβ=Aα,Eε=0,VAR(β′,ε′)′=σ~2 diag(I_p,I_n)针对线性可估函数ω′_1α,ω′_2β和ω′_1α+ω′_2β,我们分别给出了其G-M估计同时关于设计阵和散布阵是稳健的充要条件。     

模的极小生成元

本文将讨论有限生成模极小生成元的性质及应用。如果R一模M能被a_1,a_2,…,a_m生成,但不能被任意m-1个元素生成,则称a_1,a_2,…,a_m为模M的一组极小生成元或极小生成元组。显然有限生成模必有极小生成元组存在。首先讨论自由模的极小生成元组的性质。定理1 设R为交换环,M≠0是R上n秩自由模,则M的极小生成元组由n个元素组成。证设 e_1,e_2,…,e_n为M的一组基,ε_1,ε_2,…,ε_m为M的一组极小生成元,则它们可相互线性表出。     

掺Te的InSb-NiSb共晶复合材料的电导率和霍耳迁移率

用5N In,5N或6N Sb,光谱纯Ni,掺入5N Te 6×10~(16)/cm~3和不掺Te的InSb-NiSb共晶复合材料,G=125±5℃/cm,不同凝固速度(R)的试样,测试它们垂直和顺NiSb纤维方向的电导率以及垂直纤维方向的霍耳电压,求出霍耳系数R_Ⅱ,载流子浓度n,杂质浓度N和霍耳迁移率μ_Ⅱ。不论掺Te与否,导电类型皆为n-型,原料中带入n-型杂质。电导率有方向性,σ_11>σ_1,掺Te共晶的电导率大于未掺Te者。凝固速度增大时,掺Te共晶的σ,n,N增大不明显,因而μ_Ⅱ下降程度较小;而未掺Te共晶的σ,n,N随R增大而增大比较明显,因而其μ_H随R增大而减小较显著。掺Te共晶的μ_Ⅱ比未掺Te的小。     

材料试验机的柔度K的测定

一、概述金属材料的屈服极限σ_s是极重要的力学性能指标。对于屈服极限明显的金属材料(如低碳钢)很容易通过拉伸试验测定;但对于屈服现象不明显的金属材料(如高碳钢),准确地确定其屈服极限比较困难。工程中常用“名义屈服极限σ_(0·2)”代替,即试件产生0.2％的塑性     

LY12CZ应变疲劳材质参数测定

金属材料应变疲劳基本材质参数。σ_f′、ε′_f、b、c、K′和 n′的测定是低循环疲劳研究的重要内容,它为运用局部应力应变法估算构件的疲劳寿命提供了最基本的数据。本文较详细地叙述了在MTS 伺服闭环系统上以LY12CZ棒材试件测定上述参数的过程及有关技术细节,同时以该材料板材静力力学指标估算了板材的六个参数。试验结果及估算证明:该种材料在双对数坐标上循环稳定的应力幅(σ_a)和塑性应变分量(ε_(pa))之间,疲劳寿命(ZN_f)和弹性应变分量(ε_(ea))之间及疲劳寿命和塑性应变分量(ε_(pa))之间存在着线性函数关系;Muanson的四点关联法估算的材质参数比通用斜率法更逼近试验结果,是有相当精度的估算方法。     

基于Lade模型的生物酶改良膨胀土双屈服面本构关系

基于Lade模型,研究了生物酶改良膨胀土的双屈服面弹塑性应力-应变关系。首先,开展一系列不同生物酶掺量下改良膨胀土的等向固结排水试验、三轴固结排水剪切试验;然后,根据试验结果拟合Lade模型中的各参数与生物酶掺量之间的关系表达式;最后,建立基于生物酶掺量的Lade模型。研究表明:(1)体积应变ε_v随平均应力p的增大而非线性增大,当p一定时,ε_v随生物酶掺量增加而减小,ε_v与p为非线性关系;(2)轴向应变ε_1、侧向应变ε_3均随偏应力q的增大而非线性增大,q随生物酶掺量增加而增大,在一定的围压σ_3下,ε_v随生物酶掺量的增加而减小,q-ε_1、ε_1-ε_v、q-ε_3等试验曲线都呈现出近似双曲线特征,q-ε_1关系表现为应变硬化型,体应变ε_v表现为应变剪缩型;(3)基于生物酶掺量的Lade模型,能较准确地反映生物酶掺量对膨胀土应力-应变关系的影响,可较好地预测出不同生物酶掺量、不同围压σ_3下的生物酶改良膨胀土的弹塑性应力-应变关系。     

微分差分方程组边值问题的算法研究

本文给出了如下微分差分方程组边值问题(P_ε):y′(x,ε)=a_1(x)y(x,ε)+b_1(x)z(x,ε)+c_1(x)y(x-1,ε)+d_1(x)z(x-1,ε)+φ_1(x)(0相似文献   

参数受约束时线性模型的线性Minimax估计

考虑线性模型Y=β ε,Eε=0,Var(ε)=σ~2V,其中Y为n维观察向量,V≥0为已知n×n矩阵,β∈R~n,σ~2>0为未知参数,受椭球约束U={β:β′Hβ≤σ~2},H为已知n×n矩阵,C.R.Rao在[1]中给出了H>0时,p′β的唯一线性minimax估计,本文讨论了一般的非负定矩阵H≥0,H≠0的情况,也给出了p′β的唯一的线性minimax估计.     

多总体方差检验之探讨

本文对几个总体的方差假设 H_0:σ_1~2=σ_2~2=…σ_n~2(σ_0已知)的检验进行了探讨.在其均值μ_j(j=2,2…,n)已知或未知的条件下,分别构造了统计量χ_n 及χ′_n.给 H_0的快速检验提供了可行性方法.     

污染数据回归分析的参数估计

截断数据是生存分析的重要研究内容，而关于污染数据的分析在近几年也越来越受到人们的重视．研究简单回归模型：Xi^(0)＝γ βμi εi,i=1，2，…，n，其中Eεi＝0，Eεi^2＝σ1^2；但X1^(0),X2^(0),…，Xn^(0)，受到另一独立同分布随机变量序列W1，W2，…，Wn的污染，Wi与Xi独立，即有Xi＝(1-a)Xi^(0) aWi,i＝1，2，…，n．给出污染系数a的区间估计，并由此给出γ，β的点估计．     

混合型偏微分方程的一些情况与问题

(一)混合型方程的标准形式考虑线性二阶方程Au_(xx)+2Bu_(xy)+Cu_(yy)+Du_x+Eu_y+Fu=0设系数在Ω中连续且在约当曲线σ∈Ω上[A~2+B~2+C~2]_σ≠0,[AC-B~2]_σ=0,[AC-B~2]_(Ω-σ)≠0     

线性模型中误差方差的非齐次二次型可容许估计

对于线性模型Y=(y1,…,yn)′=Xβ ε=X(β1,…,βn)′ (ε1,…,εn)′,其中X为已知的n×p矩阵,ε1,ε2,…εn相互独立,Eεi=0,Eε2i=σ2,Eε3i=0,Eε4i=3σ4,I=1,2,…,n,β∈Rp,0<σ2<∞,均为未知参数,在二次损失函数情况下,本文给出了在非齐次二次型估计类D1={(BY a)′A(BY a:B是m×n矩,Am×m≥0,a∈Rm}中可容许的充要条件,并给出当Y～N(Xβ,σ2V),rk(X)=n,V>0时非齐次二次型估在σ2的一切估计类中是可容许的充分条件.     

污染数据回归分析参数的区间估计

截断数据是生存分析的重要研究内容，而关于污染数据的分析在近几年也越来越受到人们的重视，研究简单回归模型：Xi^(0)=γ βμi εi,i=1,2,…，n其中，Eεi=0,Eεi^2=σ1^2;但X1^(0),X2^（0）,…，Xn^(0)受到另一独立同分布随机变量序列W1，W2，…，Wn的污染，Wi与Xi^(0)独立，仅能观察到污染数据Xi=(1-α）Xi^(0) αWi，i=1,2,…，n，给出回归参数γ，β的区间估计。     

关于爱因斯坦-麦克斯韦尔静力学轴对称方程的一种解法

不难证明,静磁场(静电场)的轴对称方程可以写成下面的形式 (ε_1+ε_2)△ε_1=2((?)ε_1)~2, (ε_1+ε_2)△ε_1=2((?)ε_2)~2。(1)这里(?),ρ_o和z_o——单位向量,     

Hermite型插值的混淆误差的估计

证明了如果f∈Lp1(R),f′(x)=O(1 |x|)-(1/p-δ)),δ>0且f′在R上任何有限区间上Riemann可积,则‖f-Hσ(f)‖p(R)≤Cpσ-1ωkf′,σ1.其中Hσ(f)是f通过由其样本fkσπk∈Z和f′kσπk∈Z在Lp(R)中的指数2σ型整函数空间B2σ,p中的Her-mite型的插值算子,ωk(f,t):=sup|h|≤t‖Δhkf(x)‖p(R)为函数f的k阶光滑模.