Ghostscript wrapper for D:\Digitalizacja\MTS81_t19z1_4_PDF_artyku³y\mts81_t19z2.pdf M E C H AN I KA TEORETYCZNA I  STOSOWANA 2,  19 (1981) OZ N AC Z AN I E  G RAN ICY Z M Ę C Z EN IA TWOR Z YW  SZ TU C Z N YC H  M ETOD Ą  SCH OD KOWĄ MARIAN   N O W A K  (WROCŁ AW) Z estawien ie  waż niejszych  oznaczeń A.  Ogólnych E(x)  wartość  ś rednia  rozkł adu, /   czę stotliwość  obcią ż eń —  [H z], M  typ  m aszyny  zmę czeniowej:  lw—jedn owrzecion owa  [1],  12w —  dwu- n astowrzecion owa  [2],  P H  —  pulsator  hydrauliczny  [3],  iwB—jedno- wrzecionowa,  buł garska  [4], n 0   liczebność  próby  (liczba  obserwacji), R  współ czynnik  am plitudy  cyklu  [5], t B   tem peratura badan ia —  [K], t a   krytyczn a  wartość  statystyki  t —  Studen ta, X mln ,X m!lx   najniż sza  i  najwyż sza  wartość  zmiennej  losowej, Z g0   wytrzymał ość  zmę czeniowa  przy  próbie  wahadł owego  zginania  okreś lona m etodą  schodkową  n a  bazie N o   —  [M P a], Z™ 0   wytrzymał ość  zmę czeniowa  przy  próbie  wahadł owego  zginania  okreś lona m etodą  schodkową  zmodyfikowaną  n a  bazie  JVG  —  [M Pa], v  współ czynnik  zmiennoś ci —  [%], a{x)  odchylenie  stan dardowe, T 5  czas  n aturaln ego  starzenia —  [miesią ce], B.  Szczegół owych —  zwią zanych  z  m etodą  schodkową i  n um er  kolejny  poziom u  n aprę ż en ia, n  liczba  próbek  rzadziej  wystę pują cego  zdarzenia  («  =   £ni), ni  liczba  próbek  n a  poszczególnych  poziom ach  naprę ż enia  zdarzenia  rzadszego w  próbie, q  liczba  stopn i  (poziom ów) n aprę ż en ia, Sj,  S  szacun kowa  wartość  odchylenia  standardowego  próby  i  zbioru —  [M P a], a g0   wartość  najniż szego  poziom u  n aprę ż en ia  rzadziej  wystę pują cego  zdarzenia  — [M P a], Aa  wartość  stopn ia n aprę ż en ia —  [M P a]. 302  M .  N O WAK 1. Wstęp Pierwsze  prace ze zmę czenia tworzyw  sztucznych ukazał y  się  w latach  1937  -  39  [6, 7, 8] i  dotyczył y  lam inatów  fenolowoformaldehydowych.  W  Polsce  badan ia  zmę czeniowe zainaugurował a  publikacja  KARCZEWSKIEG O  n a  tem at  wł asnoś ci  zmę czeniowych  ż ył ki polikaprolaktam owej  [9]. H istorycznie  pierwszą   i  aktualn ie  zasadniczą   formą   opraco- wywania  wyników  pom iarów  jest  wykres  zmę czenia  w  ukł adzie  o—lgN   (zwany  także wykresem  Wohlera  [10]).  W  dalszych  badan iach  zaadaptowan o  do  oznaczania  wytrzy- mał oś ci  zmę czeniowej  tworzyw  sztucznych  takie  m etody, ja k: P rota,  schodkową ,  Lehra- Schencka i P robit  [11]. M etoda  schodkowa  (nazwa  w  orygin ale:  th e „ u p  an d d o wn "  m ethod),  opracowan a przez  D IXON A  i  M OOD A  [12], został a  spopularyzowan a  w  polskim  piś miennictwie  n auko- wym  przez  D YLAG A  i  ORŁOSIA  [13]  oraz  BARAN OWSKIEG O [14,  15],  BACH M ACZA [16]  i  in- nych  [17, 18]. Stosowanie jej  w badan iach  zmę czeniowych  tworzyw  sztucznych jest  celowe z  tego  powodu,  że jest  dokł adn a i  nadaje  się   do m ateriał ów  o  duż ej  dyspersji  wyników pom iarów. N iniejsza  praca  omawia  zasadnicze  problem y  stosowania  metody  schodkowej  i schod- kowej  zmodyfikowanej  do oznaczania  granicy  zmę czenia  tworzyw  sztucznych  z  uwzglę d- nieniem  aspektów  praktycznych  zwią zanych  przede  wszystkim z liczebnoś cią   próby  w wy- mienionych  m etodach  (n is n x )  oraz  stopniem  i  iloś cią   poziom ów  n aprę ż en ia.  Podstawą analizy  teoretyczno- doś wiadczalnej  jest  zbiór  60 wykresów  schodkowych  zgrom adzony przez  autora  n a przestrzeni  10 lat  stosowania  tej  m etody  w  badan iach  zmę czeniowych tworzyw  sztucznych  [19]. 2.  Charakterystyka  badanego zbioru P rzedmiotem  analizy  doś wiadczalnej  jest  pię ć  rodzai  tworzyw  term oplastycznych: poliamid  6, poliamid  6 wzmocniony  szkł em  (wł ókna i  kulki  szklane),  polichlorek  winylu nieplastyfikowany  [20],  polistyren  wysokoudarowy  produkcji  buł garskiej  [4] oraz  poli- tereftalan  etylenowy  wzmocniony  szkł em  (tablica  1).  N ajliczniej  reprezen towan a  jest grupa  poliamidów  wzmocnionych  i  niewzmocnionych.  Z estaw  tworzyw  wynika  z  faktu, że poliam id  6 należy  do popularn ych w Polsce tworzyw konstrukcyjnych  oraz z chronologii wykonywania  z nich  tworzyw  wzmocnionych.  Pierwszym  w kraju  polim erem  wzmocnio- nym  był   Tarn am id  T- 27  (T- 27WS),  którego  produkcję   w  skali  laboratoryjnej  uruchom ił I n stytut  Chemii  Przemysł owej  w  Warszawie  [21,22].  W  roku  1976  rozpoczę to  wytwa- rzanie  politereftalanu  etylenowego  wzmocnionego  szkł em  (Elit  25),  który  ł ą cznie  z pro- dukowaną   serią   itamidów  (Itam id  25,  35, S) tworzy  grupę   nowych  tworzyw  konstruk- cyjnych  o podwyż szonych  wł asnoś ciach  mechanicznych  [23]. Analizę   statystyczną   i  sformuł owane  wn io ski—ja k  zaan on sowan o  we  wstę pie — oparto  o  zbiór  60  wykresów  zbudowanych  m etodą   schodkową   dla  liczebnoś ci  próby »o  =  27- ^51  (tablica 2). Jest  to reprezentatywna  populacja,  ponieważ  róż nica w  statystyce t a   dla  ń  =   60 i nastę pnej  dla ri =   120 jest  bardzo  m ał a  [24]. P on adto  zbiór,  dla  którego n'  >  30  uważ any  jest  już za  próbę   o  duż ej  liczebnoś ci. Obok  szerokiego  asortym en tu  tworzyw  sztucznych  analizowan a  populacja,  z  której wybrano  przykł adowo  dwa charakterystyczne  wykresy  schodkowe  (rys. 1),  reprezentuje Tablica  1.  Porównanie  granicy  zmę czenia  niektórych  tworzyw  sztucznych  okreś lonej  metodą   schodkową   i  metodą   schodkową   zmodyfikowaną   dla  wy- branych  warunków  pomiaru N r 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 Rodzaj  tworzywa Poliamid  6 Poliamid  6 wzmocniony  szkł em Polichlorek  winylu 22  Polistyren 23 24 Politereflalan etylenowy31 N azwa  handlowa Tarnamid  T- 27 (seria  I) Tarnamid  T- 27 (seria  II) Poliamid blokowy  PB Tarlon  XB2> T- 27WS Itamid  25 Itamid  35 Itamid  S- 2 P C W E- 25 Elit  25 Warunki  pomiaru Aa  1  Ts 0,5 0, 5 0,55 0,90 0,55 0,5 0,5 0,5 0,5 0,5 0,5 0, 5 0,5 0,4 0,5 0,5 7 12 10 — 8 34 15 65 78 84 48 10 16 — — 10 17 tB 298 298 358 298 298 298 298 298 298 298 298 298 298 328 298 293 298 298 M lw 12w lw 12w 12w P H 1 J 12w l w 12w 12w 12w l w 12w l w 12w 12w l w 12w lw lw l w lwB 12w l w «o 40 40 40 41 27 51 40 40 40 40 34 31 40 41 39 29 29 40 40 31 40 40 27 M P a 13,2 14,0 12,4 13,7 10,4 76,2 23,0 13,6 13,6 19,0 22,2 20,7 22,4 25,0 24,5 41,40 41,30 42,0 7,9 4,9 6,65 12,77 25,8 40  24,1 Z" M Pa 13,18 14,00 12,45 13,64 10,45 75,70 22,86 13,60 13,60 19,03 22,18 20,54 22,43 25,04 24,47 41,42 41,33 42,02 7,88 4,87 6,65 12,74 25,79 24,2 % 0,15 0 0,40 0,44 0,48 0,66 0,61 0 0 0,16 0,09 0,77 0,14 0,16 0,12 0,02 0,07 0,05 0,25 0,60 0 0,23 0,12 0,41 % 5,6 4,7 5,8 2,1 2,4 8,3 7,2 7,0 4,5 3,7 2,1 3,1 1,8 1,5 2,1 1,9 1,3 10,6 34,5 6,8 4,1 1,3 9,8 Baza  N a   =   106,  /   =   15  H z, a dla polistyrenu  N G   =   107  oraz  /   =   100  H z [4]  1)  cykl Z r j  oraz baza  10s  [3]; 2) zastą piony  przez T- 27  [29]; 3) wzmocniony. 304 M .  N OWAK /W\   A 41,2 1  10  20  30  40 n u m e r  kolejny  próbki R ys.  1.  Wybran e  wykresy  sch odkowe  o  ró ż n ym  st o p n iu  asym et rii  1 —E l i t  25  (wykres  n iesym etryczn y V] >  E(vjJ);  2 —  I t am id  S- 2  [wykres  sym etryczn y,  vj  <  E(vj)]. także  róż ne tem peratury  (293- ~358  K ), typy  maszyn  zmę czeniowych  (lw,  12w,  P H ,  bv£) róż ną  zawartość  wilgoci  w  próbkach  (stan  klimatyzowany  i  m okry),  czas  starzenia  (74- 84 miesię cy),  technologię wykonania  i  kształ t próbki  (walcowe  i  profilowe  [25])  oraz  czę sto- tliwość  (15  i  100  H z).  Badany  zbiór  wykresów  schodkowych  scharakteryzowan o  wielo- bokiem. czę stoś ci  szeregu  rozdzielczego  liczby  stopn i  n aprę ż en ia q  (rys.  2)  oraz  sumaryczną liczbą  wykresów  dla  praktycznie  stosowanych  liczebnoś ci  zdarzeń  (tablica  2). "5 40 20 "1  I  3  U  5  6  7  8  q R ys.  2,  Wielobok  czę stoś ci  szeregu  rozdzielczego  liczby  st o p n i  n ap rę ż en ia  q(e,  =  2% ) . Tablica  2.  Klasyfikacja  badanego  zbioru  ze  wzglę du  na  liczbę  wykresów schodkowych  w  grupie  o  liczebnoś ci  n St osowan e  liczebn oś ci  ozn aczeń strukcji  wykresów  sch odkowych Liczba  wykresów  sch odkowych ozn aczeń  n 0 Liczba  pojedyn czych  obserwacji  w w  p ró bie  n 0   =   32. w  ko n - z  liczbą zbiorze = 27 - f- 32 =  1930 30 31 ś red n ia - H39 12 liczba > 4 0 16 obserwacji O Z N AC Z AN I E  G R AN I C Y  Z M Ę CZ EN IA  T WO R Z YW  SZ TU C Z N YC H   305 3.  O góln e  uwagi  o  m etodzie  schodkowej  i  schodkowej  zmodyfikowanej G ranicą   / mę czenia  Z ,  wedł ug  metody  schodkowej,  jest  takie  naprę ż enie,  w  cyklu okreś lonym  przez  a a ,  a m   i  R,  które  spowoduje  zniszczenie  okoł o  50%  badanych  próbek przed  osią gnię ciem  przez n ie  zał oż onej granicznej  liczby  cykli  N G .  Z  definicji  Z  i  sposobu prowadzenia  eksperymentu  wynika,  że  przed  rozpoczę ciem  badań  należy  zał oż yć:  1.  li- czebność  próby  n Q ,  2.  bazę   N G ,  3.  wartość  stopnia  naprę ż enia  Aa. Liczba  próbek  zalecana  w  konstrukcji  wykresu  schodkowego  metali jest  rzę du  40- T- 50 [12,  13, 26]. Analogiczne  liczebnoś ci  należ ał oby przyjmować  w  badaniach  zmę czeniowych tworzyw  sztucznych  (a n awet  wię ksze z powodu wię kszego rozrzutu), ponieważ  obliczanie granicy  zmę czenia,  odchylenia  standardowego  oraz  przedział ów ufnoś ci  dla  pojedynczych spostrzeż eń  i  wartoś ci  ś redniej  oparte jest  n a  tej  samej  podstawie  teoretycznej. Zebrany m ateriał   doś wiadczalny  z  badań  tworzyw  sztucznych  n a  zmę czenie  i jego  analiza  teore- tyczna  wskazują   jedn ak,  że  liczbę   próbek  m oż na  znacznie  zmniejszyć  do  statystycznie i  ekonomicznie  uzasadnionej,  uwzglę dniając  przy  tym  przeznaczenie  pomiarów. Wielkość  bazy N G   jaką   obserwuje  się   w badan iach porównawczych tworzyw  sztucznych wynosi  najczę ś ciej  106,  a  wię c  powyż ej  krytycznej  liczby  cykli  [25]. Przy jej  wyborze  kie- rujemy  się  tym, że z jednej  strony nie może to być liczba zbyt mał a ze wzglę du  na techniczną wartość  wytrzymał oś ci  zmę czeniowej,  a  z drugiej  —  wartość  bazy  5 •   106,  10 •   106, 20 •   10s jak  w  przypadku  badań  m etali  [10]  przedł uż ył aby  czas  trwania  próby  do  tego  stopnia, że  wpł yw  starzenia  n a  wytrzymał ość  zmę czeniową   niektórych  tworzyw  może  okazać  się już  znaczą cy  [25]. Trzecim  param etrem przyjmowanym  w  metodzie  schodkowej  —  to  stopień naprę ż enia Aa.  Wartość  zalecana przez  D ixon a i  M ooda wynosi  Aa  =  (0,5- = - 2) •  Sj.  Pierwsze  badane próbki  obcią ża  się   wię kszymi  stopniami  naprę ż enia  aż  do  osią gnię cia  dwójki  próbek, które  dał y  przeciwne  wyniki  wzglę dem  granicznej  liczby  cykli,  a  nastę pnie  mniejszymi i  już  stał ymi do  zakoń czenia próby.  Podstawą   analizy  statystycznej  jest zdarzenie rzadziej wystę pują ce  w  eksperymencie. Wyznaczanie  umownej  wytrzymał oś ci  zmę czeniowej  wedł ug  zmodyfikowanej  metody schodkowej  opiera  się   również  n a  wykresie  schodkowym,  lecz  o  mniejszej  liczebnoś ci (m inim um  15 —  [13]). Obliczone wedł ug wzoru a)- -   . z?° = i • wartoś ci  granicy  zmę czenia  są   przedmiotem  porównania  i  rozważ ań  statystycznych. 4.  An aliza  statystyczn a  wyników  pom iarów Analizie  statystycznej  poddan o  (tablica  3) —  zgodnie  z  celem  pracy  sformuł owanym we  wstę pie —  sześć  wielkoś ci,  charakteryzują cych  wykres  schodkowy: 1. Wzglę dny  bł ą d  m etody  obliczania  granicy  zmę czenia  (schodkowa —  schodkowa zmodyfikowana)  — A mj   (rys.  5).  •• 306 M.  N OWAK Tablica  3.  Zestawienie  obliczeń  statystycznych  wielkoś ci  charakteryzują cych  doś wiadczalną   populację wykresów  schodkowych  dla  s3  =   2%. Lp. 1 2 3 4 5 6 "V  Ljczby  charak- \ ^  terystyczne 1 Wielkoś ci  / V J badanego  z b i o r u x Wzglę dny bł ą d  me- tody  obliczania Odchylenie standardowe:  S Minimalna  liczeb- ność  próby  w  me- todzie  schodkowej Minimalna  liczeb- ność próby w meto- dzie  schodkowej zmodyfikowanej:  n z Liczba  stopni naprę ż enia:  q Współ czynnik zmiennoś ci:  v E(x) 0,18 0,70 13 12 4 5,40 x m i n 0,00 0,20 1 1 2 0,8 Y ima* 1,5 2,1 29 28 7 34,5 a(x) 0,34 1  ' 6,940 5,685 1,15 5,23 (a  =   0,05) 2,000 ,—_ 2,000 2,000 2,000 2,000 a(x)  •   t a 0,68 13,88 11,37 2,30 10,46 0,86 — (26,  51) 27 (23,  37) 24 7 15,86 2.  Odchylenie standardowe  [12]  — (2) ),029  . 3.  Liczebność próby  w  metodzie schodkowej  —  n s j. 4.  Liczebność próby  w  metodzie schodkowej  zmodyfikowanej  —  n zi . 5. Liczbę   stopni naprę ż enia  ą } . 6. Współ czynnik zmiennoś ci  vj. Zasadę   obliczania  n sJ   i  n 2 j  skonstruowano  n a  wzór  analizy  sekwencyjnej  w  ten  sposób (rys.  3),  że  dla  zał oż onego  bł ę du  e ;  wyznaczania  granicy  zmę czenia  poszukuje  się   dla każ dego  wykresu  schodkowego  minimalnych liczebnoś ci  próby,  dla  których  speł nione są nierównoś ci (3),  (4)  Aj  n Q   — 27)  przekracza  zał oż ony  poziom O Z N AC Z AN I E  G R AN I C Y  Z M Ę C Z EN IA  T WO R Z YW  SZ TU C Z N YC H 307 ( WYKRES  SCHODKOWY); | ~  »p.  - |   Rys.4 Z g o ( X) 3=1- 60 l i n . ±0.5 zał oż ono  s. 3= 2 r o zkł ad schematyczny [iczba  obserwacji x E ( x ) =  100 \ )  -   Zgolx) EU 60  ft o lxi a(x).| ^L(Elx] - n,j 2 Tabl.3 n 5  •   E ( x) +   o ( Rys.  3. Schemat  obliczeń  statystycznych  liczebnoś ci  próby  w metodzie  schodkowej (n s). Tablica  4. Minimalne  liczebnoś ci próby w wyznaczeniu Zgo,  w  funkcji  bł ę du  pomiaru  e( okreś lone z  prawdopodobień stwem P =  95%. " ^ ^ ^ ^ ^  *  (%) M etoda  ^^^^- - .^^̂ oznaczania  Z go   "- -̂ schodkowa schodkowa zmodyfikowana n s n z 2 27 24 2,5 25 23 3 22 20 istotn oś ci  a =  0,05  (wartość  najczę ś ciej  przyjmowana  w  doś wiadczalnictwie).  N atom iast wartoś ci  e x  i  e 2  (rys.  3) mogą   być  uzasadn ion e  wprowadzeniem  do badań  zmę czeniowych klasyfikacji  pom iarów  n a trzy  strefy  dokł adn oś ci, jak to uczyniono  m.in.  w  metrologii 308 M .  N OWAK • wł ókienniczej  [27].  Wedł ug  tej  klasyfikacji  pierwszej  strefie  dokł adn oś ci  (dokł adn ość przecię tna)  odpowiada  £ x ,  drugiej  (dokł adnej) —  e 2  i  trzeciej  (bardzo  dokł adnej) —  e 3 . Z ał oż ono  po n ad t o ,  że  zmienne losowe  A m] ,  S jt   n sj ,  n zJ ,  q h   vj  mają  rozkł ad n orm aln y. Weryfikację  tego  zał oż enia przeprowadzon o  dla  n sJ   i  n zJ —jako  wielkoś ci  podstawowych w  zagadnieniu —  metodą  wykreś mą.  n a  siatce  funkcyjnej  (papierze  probabilistycznym ). Z  otrzymanych  wykresów  wynika,  że  rozkł ady  badan ych  zmiennych  losowych  są  po wygł adzeniu  w  przybliż eniu  n orm aln e. W  zwią zku  z  tym  poszukiwan e  wielkoś ci  (tablica 3)  mają  sens  praktyczny  tylko  dla  górnej  granicy  przedział u,  tj.  dla (5)  E(x) +  a(pć )- t a . Analizę  statystyczną  pozostał ych wielkoś ci  ograniczono  d o  jedn ej  wartoś ci  c ;  =   s3  uwa- ż ają c,  że jest  ona wystarczają ca  w  stosun ku  do  roli jaką  te wielkoś ci  speł niają  w metodzie schodkowej  i  schodkowej  zmodyfikowanej,  zaś  dyskusję  wyników  —  do  bezpoś rednich wniosków.  N atom iast  analizę  statystyczną  wielkoś ci  n s   oraz  n z   przeprowadzon o  dla trzech  wartoś ci  Sj, uwzglę dniając  w  schemacie  obliczeń  (rys.  3 i  5  oraz  tablica  3)  specyfikę funkcji  kumulacyjnych  A sj   i  A mj   -   F(x).  P olega  o n a  n a  tym ,  że  n iektóre  wykresy  A sj i  Amj przecinają  proste  e t   =   const  wię cej  niż jeden  raz. W  takich przypadkach  za zmienną losową  przyjmowano  m inim alne wartoś ci  %  oraz  n zJ   wynikają ce  z  pierwszego  przecię cia, prowadząc  obliczenia  w  kierunku  maleją cych  X  (rys.  5).  G dy  zaś  skum ulowane  wartoś ci 0 MPa 25,7 24,7 23,7 N Ł=1 0 Sc yk li;  t = 2 9 8 K ;  f = 15 Hz i  M —1 W;  q = 3 ; AD = 0,5M Pa; wilgotność  wzglę dna  ip=50%  o  - p r ó b ka  nie  zt am ana; +  -  próbka  zł umana  ;  i  =48 mieś. l  i 1   1   1 J \ l  v  V  vY - O  o  o  o  u  D- 1   1 1  10  20  30  40 numer  kolejny  próbki  razem Zg o=24,2* 0,5 f * 0 , 520 20- 37  - = 25,0  M Pa ;  24,22  =s Z g o <   25,78  ;  Zg m 0= j próbki tu c a IM 8 9 4 21 n ie zł a m a n e 7 9 4 20 ra ze m 8 16 13 4 41 i 2 1 0 Z n i 7 9 4 20 l- n, 14 9 0 23 y1 0 2 6 , 6  = 2 5 , 0 4 , j»0, 1 B% 28 9 0 37 Rys. 4. Przebieg oznaczania umownej wytrzymał oś ci zmę czeniowej  Itamidu  35 metodą schodkową  (wykres schodkowy). funkcji  A mJ   i A sl   nie przecię ły ż adnej  z  prostych  e;  =   con st  (wykresów  takich zan otowan o 4),  to przyjmowano  n sJ   =   n zJ   =  1. Z  podział u badan ego  zbioru  wykresów  schodkowych  n a  podzbiory  (grupy  tworzyw  — rys.  6)  wynikają  dwa  charakterystyczne  zjawiska.  Pierwsze  —  dotyczy  tzw.  wyników wyskakują cych  poza  granicę  rozkł adu  ustalon ą  wzorem  (5),  a  drugie  —  zwią zane  jest z  przesunię ciem  wartoś ci  oczekiwanej  grupy  poza  wartość  ś rednią  zbioru.  D o  tych  pod- OZN ACZAN IE  GRANICY  ZMĘ CZENIA  TWORZYW  SZTUCZNYCH 309 zbiorów  należy  T arn am id  T- 27,  poliam id  polimeryzowany  w  bloku  (poliamid  B), Tarlon XB  oraz polichlorek winylu  (P C W —  r 1 / r 2 ),  tzn . te tworzywa,  których wykresy  schodkowe są  niesymetryczne  (rys.  1).  Asym etria  t a  jest  prawdopodobn ie  zwią zana  z  niejednorod- noś cią  podzbioru  polegają cą  n a  tym ,  że  zawiera  on  próbki  należ ą ce  do  trzech  populacji .2, INSTRUKCJE: Rys.  5.  Wykreś lna  analiza  sekwencyjna  regulacji  zał oż onego  bł ę du  e t   wielkoś cią  próby  X. Nr 10 rodzaj  grupy tarnamid  T- 27 poliamid  B t arlon  XB tarnamid T- 27  WS itamid  25 itamid  35 itamid 5- 2 PCW  r,/ r PCW  r  10 polistyren e lit  25 E( x l 10 Y/ / / / / '/ / / / / / Y/ / / / / / / / / / X/ Y/ / / / / X/ 777/ , X/ / / / / / / / / / / A'/ / ś rednia  zbioru EI o ( x ) - t ot 20 £23 .\ / / / / / / / / / / / / / / A  'A '/ / / / / / / • • A ś rednia  grupy ^ 10 20 uwagi Tw  -   technologia  wykonania  p r ób ek:   w "   m 9 t o d c ł  wtrysku s -   przez  skrawanie Rys.  6.  Podział   badanych  tworzyw  na  podzbiory  (grupy)  monomateriał owe 10  Mech.  Teoret.  i  Slos.  2/81 2%). •o o i^<   ( n m - ^ -   vo  VD  \ ©  v o  > o  Ł> fl O ?T ^s  tn1  en  i- i  h  >n  vi  \ o  *o  • •g .3 :  c ~  co  oo  o o - r t - ^ m - ^ ł - fl s  x °  O^  in  T- i*  oo  O  *—i  o  o l  oo"  i ś 5  N C 5  oo  o\   m  i n v o o o c o ^ ^ 2  <   R  »- i  T I  r j - ^ f - ^ i r . 1 0  2 €  i j M  13 f  N  Ol  O  ^  O g li  i o  o  O  O  KAKOB3 H . C rypE BA,  KKOCW IU  U detfiopMauuoHHu  xapaicmepucmuKU  tia KOHcriipympiomu  n.iacmMacu,  KomnieT  3a  H ayieMy  MHOHi