GH4145合金持久試驗的原材料，采用 相同的熱處理規范,試樣尺寸相同，均采用光 滑-缺口持久試樣，溫度控制：波動W±3C, 梯度＜3X2,負荷精度＜ 1%，在570C、 604MPa試驗條件下，任取205個變載持久 壽命（以下簡稱持久壽命）數據。

趣茹自又哄態母體, 験 判假醐可靠度。

1.正態概率紙檢驗

對205個持久壽命數據減去180小時 （因每根試樣壽命均大于180小時）后逐一取 對數，并按數值大小適當分組。表4中各列 分別是它們的數組（X）、區間（T）與落在各區 間范圍內的頻數（N）、累計頻數（M）、累計頻 率（P）。圖1為頻數波形圖?？紤]到試驗機 試驗時外界條件的影響和材質處理等諸方面 的因素，刪除前面2個數組的數據，得到表5 和圖2;并以表5數據中區間（T1）的下限值 為橫座標，以累計頻率（P1）為縱座標，在正 態概率紙上描點,得到圖3。用概率紙檢驗, 如果呈直線則不拒絕原假設，由圖3可見，不 能否定對數母體的正態性假設。

2.X2-檢驗

如果假設H。：持久壽命的對數服從正態 分布。根據皮爾遜定理：當子樣數足夠大 時，不管母體是什么分布，統計量D = 弋=(N* - nPkY/nPk 一定服從X2(m - 1) 分布(其中"，：子樣分組數；N*落在第K組 的子樣數;R：子樣落在第K組內的概率。K =l,2,3,4,--)o根據X2分布，在給定顯著 水平a下，有相應的臨界值，而當D < Da 時，假設成立；當Dn>Da時，可以拒絕原 假設H。。經計算：D" = 8.1046,取顯著水平 a = 0.1,Db = 10.6o顯然，有 D < Da,因 此，不能拒絕原假設H。。持久壽命的對數服 從正態分布。

3.X-檢驗假設H。：持久壽命的對數服從正態分 布。根據柯爾莫哥洛夫定理：當子樣數n足夠 大時，統計量

An = ~J~n Dn

=~J~n , Sup I F(z) - Sn(j：) I

-00 < x < 00

服從人-分布。 其中 n——子樣數

F(J7) 假設分布

S“(x)——經驗分布可取為 k/n(k：按子樣數值大 小排列的次第數，可取

l,2,3,4---n)

Dn = Sup I F(x) - Sn(x) I

在工的所有取值范圍內假設分布與經驗分布 之差的上界

根據人-分布，在給定顯著水平a下,有 相應的臨界值"，當從< Ao時無理由拒絕 H。，當島2從時可以拒絕原假設H。。經計算 An = 1.0929,在顯著水平a = 0.1下相應的 臨界值為Ao = 1.2240顯然An <如，所以沒 有理由拒絕原假設H。。持久壽命的對數服從 正態分布。

以上三種檢驗方法均得出持久壽命的對. 數服從正態分布。

4結論

1.該高溫合金材料經過一定時間的恒 溫、恒應力的持久強度試驗后，可采用變載的 方法來考核持久強度試驗的塑性指標，這樣 既可以縮短試驗周期，又可節能。

2.對缺口比較敏感的材料，可用缺口- 光滑持久組合試樣，考核缺口敏感性和持久 性能。

通過對GH4145合金試驗數據的統 計分析，認為其高溫變載持久壽命服從對數 正態分布。