Добавил:

ivanov666 Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.

Вуз:

Пермский национальный исследовательский политехнический университет

Предмет:

[НЕСОРТИРОВАННОЕ]

Файл:

книги / Установление расчетного расхода при проектировании мостовых переходов

..pdf

Скачиваний:

Добавлен:

12.11.2023

Размер:

5.54 Mб

Скачать

☆

<<< < Предыдущая 1 23 / 123 4 5 6 7 8 9 10 11 12 > Следующая >>>

	По таблице Фостера-Рыбкина (прилаж.2) находим коэффициент
с р	в	зависимости от полученного				значения	коэффициента асиммет
рии	С д и принятой вероятности превышения						р = 2%. Коэффи
циент		ср	определяем путем интерполяции табличных значений:
				qo
			1,6	2,73		X_ _QA08I.OJ O5_ _ Q04Х,
			1.7	2.78			0,1
			1.7	2.78		qo = 2,73 + 0,041 = 2,771
			0,1	0,05		qo = 2,73 + 0,041 = 2,771
		0,081		X
	Вычисляем по формуле (10)				расчетный расход			2$-ной вероят
ности превышения
Q	= Qo (<PCV + I) = 926				(2,771.0,559		+ I)	= 2360,4 м3/с .
P Принимаем				VQp= <2360 м3/с .
	По формуле			(12) определяем стандартную ошибку Д Q p .
Коэффициент Е				находим путем интерполяции табличных значений
для	вероятности превышения р				- 2% (см .табл.2 ).
		С		Е
		0,4	-	0,60	х = -ОлИЗаОлЗа- = 0,207.
						0,2
		0.6	-	0.86	£	= 0,60 + 0,207		= 0,807.
		0,2	-	0,26
	0,159		-	X

Тогда
л	F	_	0,807		о
&Qp = W		Q p =		2360 " 373,5 ~	374 " /0 -
Величина	0,2	Qp = 0,2,2360		= 472 м^/с.
Получили			0,2 Q p	(374 м3/с <	472 м3/с ) .

Следовательно, длительность заданного ряда годовых максималь ных расходов является достаточной для надежного определения расчетного расхода.

3. ОПРЕДЕЛЕНИЕ РАСЧЕТНОГО РАСХОДА С ИСПОЛЬЗОВАНИЕМ ТЕОРЕТИЧЕСКИХ ИНТЕГРАЛЬНЫХ

КРИВЫХ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ

Определение расчетного расхода с использованием указанных

кривых производят в следующей последовательности.

I .

Наблюденные на водомерном посту годовые максимальные

расходы

Q t- располагают в убывающем порядке

(графа 3

табл.6),

причем каждому расходу присваивают свой порядковый номер и ука

зывают соответствующий календарный год (графы I

и 2 табл.6).

Таблица

К определению расчетного расхода с использованием

теоретических интегральных кривых распределения

Jfi

Годы

- Ж

Модульные

Эмиирическ

ряда

наблю

коэффи

/>Г'

вероятное!

дений

убываю

циенты

превышения

щем по

к -

модульных

рядке

коэ:рфициен1

K i~Qo

Р гт7су х

^ m a x

О .

.men

s men

P < i

ф ( « г ' ) Z f r r ' f

Подсчитывают величину 22 Qi

. м3/с .

3. Определяют среднее

арифметическое

значение ряда

0 о

м3/с , по формуле

( I ) .

4. Вычисляют модульные коэффициенты Ki

по формуле

(2)

результаты расчетов заносят в графу 4 табл.6.

Контроль правильности расчетов

EKi = /7.

5. Определяют величину		- I и результаты расчетов за
носят в графы	5 и 6 табл.6.
Контроль	правильности расчетов

£ ( K i - » - » •

6 . Подсчитывают величину (		- I ) 2	(графа 7 табл.6), а
затем находят ZZ (/< £	- I ) 2.		Cv
7 . Определяют коэффициент вариации			Cv	по формулам	(4)
или (5) (в зависимости от	числа	членов ряда		П ).
8. Находят эмпирическую вероятность			превышения р^		мо
дульных коэффициентов для каждого года наблюдений по формуле
Н.Н.Чегодаева

		р	т - о,з			( 13	)
			--------------------- юо%,
где ПГ)		1	П + 0,4
	- порядковый номер члена ряда модульных коэффициентов
при расположении членов в убывающем порядке (графа I					табл.6).
Величину		р	по формуле (13) следует определять с			точ
ностью до 0,1 $ . Результаты расчета величины р				заносят		в
графу 8 табл.6 .
9. На клетчатку вероятностей нормального распределения
(рис.З)	наносят	значения модульных коэффициентов		K i	(графа		4
табл.6) и их эмпирической вероятности превышения					(графа 8
табл .6). Полученные			точки соединяют ломаной линией с/3			. Эта

линия при бесконечном увеличении числа членов ряда обращается в кривую, которая представляет собой эмпирическую кривую веро

ятностей превышения. Ее называют также эмпирической кривой обес печенности или эмпирической интегральной кривой распределения

(см. п	.1 ).
10	.	На	ту же клетчатку вероятностей наносят		теоретические
интегральные кривые распределения С.Н.Крицкого и М.Ф.Менкеля
для подсчитанного значения коэффициента вариации				Су	и задан
ных отношений			, равных 1 ,0 ; 1,5; 2,0 и 3 ,0	( Cg	- коэф

фициент асимметрии).

Ординаты теоретических интегральных кривых распределения приводятся в прилож. 3, 4, 5 и 6.

Если коэффициент вариации Су , вычисленный по формулам

(4) или (5 ), не совпадает с приведенными в прилож, 3 ,4 ,5 и 6

значениями этого коэффициента, то ординаты теоретических ин тегральных кривых распределения К следует находить путем интерполяции и определять их с точностью до сотых (например,

К= 2 ,1 6 ).

Ординаты К сводят в табл. 7, по данным которой строят теоретические интегральные кривые распределения.

Таблица 7

Форма таблицы ординат теоретических интегральных кривых распределения К

Р	%		С</
	1,0	1,5	\|	2,0	\|	3,0
1
3
5
10
20
25
30
40
50
60
70
75
80
90
95
97
99
На рис.З в качестве		иллюстрации пунктирной линией показа
на одна из четырех теоретических интегральных кривых распреде
ления. Она соответствует		отношению		= 1,5 .
I I .	Устанавливают, какая		из четырех нанесенных на клетчат
ку вероятностей теоретических интегральных кривых распределе
ния меньше	всего отклоняется от эмпирических точек. Эту кривую
принимают	за расчетную.

Теоретическая интегральная кривая распределения, показан ная на рис.З, сравнительно мало отличается от эмпирических то-

1,0; 2,0 и 3,0, будут сильнее отличаться от эмпирических то чек, то за расчетную следует принять кривую, изображенную на рис.З.

12. По расчетной кривой в зависимости от принятой вероят

ности превышения		р	определяют расчетное		значение модульного
коэффициента Кр .						Cv
13.	По известному значению коэффициента вариации
из отношения		,	соответствующего расчетной кривой распре
деления,	находят7 коэффициент асимметрии C j .
14.	Определяют расчетный расход			Q ^	, MJ/C , по формуле
			Op = Kp Q0 .		(	и	)
Полученный расход округляют до числа,					кратного 5 или		10.
15.	Но формуле		(12) определяют стандартную ошибку			д О р
и проверяют, соблюдается ли условие				( I I ) .
П р	и м е р	2.	Определить расчетный расход в створе				мос

тового перехода, который проектируется через реку Б и является участком автомобильной дороги I технической категории. На реке в непосредственной близости от створа мостового перехода (на расстоянии S = 1 ,6 км выше по течению) имеется водомерный пост с многолетним рядом наблюдений. В табл.8 приведены значе

ния годовых максимальных уровней воды в реке X i		я	соответст
вующих им расходов	за период с 1954 по 1991	г . ,	то есть
за Г) = 38 лет.

Расчетный расход определяем методом математической ста тистики с использованием теоретических интегральных кривых распределения С.Н.Крицкого и М.Ф.Менкеля. Так как проектируе мый мостовой переход находится на автомобильной дороге I тех

нической категории,	то принимаем вероятность	превышения расчет
ного расхода р	равной 1%,
Наблюденные годовые максимальные расходы		располага

ем в убывающем порядке (графа 3 табл.9 .) . Каждому расходу при сваиваем свой порядковый номер и указываем соответствующий ка

лендарный год (графы I и 2 табл.9). 26

								Таблица &
	Значения годовых максимальных уровней воды и расходов в реке Б.
п/п	Годы	Отметки		Расходы Q.)	X	Годы	Отметки	Расходы Q •,
п/п	наблюдений	уровня воды		м3/с	X	наблюдений	уровня воды	м3/с
		в реке		м3/с			в реке	м3/с
		* г .	м				Z i > 4	4
1	2		3	4	1	2	3	4
1	1954	123,25		1530	20	1973	126,05	5610
2	1955	125,10		3750	21	1974	122,60	1070
3	1956	122,45		1010	22	1975	124,72	3250
4	1957	126,32		6240	23	1976	123,85	2030
5	1958	124,81		3410	24	1977	125,62	4770
6	1959	127,15		8420	25	1978	122,55	1080
7	1960	125г35		4290	26	1979	126,50	6610
8	1961	122,81		1220	27	1980	127,42	9420
9	1962	123,70		1940	28	1981	125,81	5150
10	1963	121,92		750	29	1982	124,35	2720
11	1964	124,51		2920	30	1983	122,92	1280
12	1965	126,75		7280	31	1984	121,50	560
13	1966	123	58	1820	32	1985	123,62	1860
14	1967	125,24		4090	33	1986	126,91	7620
15	1968	126,15		5820	34	1987	122,35	880
16	1969	124,26		2630	35	1988	125,50	4510
17	1970	127,30		8960	36	1989	124,11	2400
18	1971	123,51		1750	37	1990	123,96	2240
19	1972	125,44		4430	38	1991	125,75	5020

го

								Таблица
Определение расчетного расхода с использованием-
теоретических интегральных кривых распределения
№	Годы	Расходы Модуль-			Ki - 1				Эмпиричес
члена наблю		Qi ,чт!р), ные			+				кая	вероят
ряда	дений	в убыва коэффи			+			i	ность		превы
		ющем	циенты					i	шения модуль
		порядке	K . . 9 i						ных коэффи
		порядке	K . . 9 i			'		g	циентов
			KL ' Q 0					g	p i		. %
			KL ' Q 0						p i		. %
1	2	3		4	5	6		7		8
1 '	1980	9420	2,553		1,553		,4118		1,8
2	1970	8960	2,428		1,428		,0392		4,4
3	1959	8420	2 282		1,282		,6435		7,0
4	1986	7620	2	065	1,065		,1342		9,6
5	1965	7280	1,973		0,973		,9467		12,2
6	1979	6610	1 791		0,791		,6257		14.8
7	1957	6240	1,691		0,691		,4775		17.4
8	1968	5820	1,577		0,577			3329	20,0
9	1973	5610	1 520		0,520			2704	22,6
10	1981	5150	1 395		0,395			1560	25 г3
11	1991	5020	1,360		0,360			1296	27.9
12	1977	4770	1,293		0,293			0858	30.4
13	1988	4510	1,222		0,222			0493	33.1
14	1972	4430	1,200		0,200			0400	35.7
15	1960	4290	1,162		0,162			0262	38.3
16	1967	4090	1	108	0,108			0117	40.8
17	1955	3750	1,016		0,016	,076		0002	43.5
18	1958	3410	0	924		,076	_	0058	46.1
19	1975	3250	0,881			\|,119	_	0142	48.7
20	1964	2920	0,791			,209	О	0437	51.3
21	1982	2720	О 737			,263	"	0692	53.9
22	1969	2630	0,713			,287		0824	56	5
23	1989	2400	0,650			,350		1225	59.1
24	1990	2240	0,607			,393	.	1544	61.7
25	1976	2030	0,550			,450	.	2025	64.3
26	1962	1940	0,526			,474	О	2247	66.9
27	1985	1860	0,504			,496	О	2460	69.5
28	1966	1820	О 493			,507	-	2570	71.1
29	1971	1750	0,474			526		2767	74.7
30	1954	1530	0,415			585		3422	77.3
31	1983	1280	0,347			653	_ 4264		79.9
32	1961	1220	0,331			669	О 4476		82.5
33	1978	1080	0,293			707	'	4998	85.1
34	1974	1070	0,290			710		5041	87.7
35	1956	1010	О 274			726		5271	90.3
36	1987	880	0,238			762		5806	92.9
37	1963	750	0,203			797		6352	95.6
38	1984	560	О 152			848		7191	98.2
		140340			$(К г1)= О, 026 п
		2/<г=Э8,029						<- О	=
								16,7620

Подсчитываем величину Z l Q f							Она получилась равной
140340 м3/ с .					1
По формуле			(I)	определяем среднее				арифметическое	значе
ние ряда		п
Q	-	- п		140340			3693	о
				---------—------ ---				М/ с .
		П			38
Вычисляем по формуле					(2)	модульные коэффициенты			и
результаты расчетов заносим в графу 4 табл.9.
	Находим величину T!,Ki					. Она получилась равной 38,029»
» 3 8	=п . Следовательно,				расчеты модульных коэффициентов
произведены правильно.
	Определяем		величину			- I и результаты расчетов зано
сим в	графы 5 и 6 табл.9. Сумма положительных величин								- I
составляет		10,633,		а отрицательных			- 10,607. Тогда S		(К^-1)=

= 10,633 - 10,607 = 0,026 я?0. Следовательно, расчеты выполнены верно.

Подсчитываем величину				(К / -	I ) 2 (графа 7 табл. 9 ), а за
тем находим	33	( /Q	- I ) 2 = 16,7620.
Так как число лет наблюдений					Г) = 38 > 30, то коэффициент
вариации вычисляем по формуле (4):
v				16,7620
	$	4	*	i	■= 0,664.
					""38~
Определяем по формуле				(13) эмпирическую вероятность пре

вышения р модульных коэффициентов для каждого года наблюде

ний.
Для первого члена ряда (для				1980 г .)
Pi	т - о,з					I	-	0,3
Pi		п	+1м	100		звТм. 100 1 ,8$,
для второго члена ряда		(для 1970 г .)
	2		- 0,3
Р> - з в Т м 1 00 - 4 - * '
для третьего члена ряда (для 1959					г .)
	3	-	0,3		=	7,0#	и	т .д .
Ра	------------ 100				=	7,0#	и	т .д .
Ра	3 8 + 0 , 4

Результаты расчета приведены в графе 8 табл.9.

Наносим на клетчатку вероятностей нормального распреде

ления (рис.4) значения модульных коэффициентов	(графи	4
табл.9) и их эмпирической вероятности превышения p i	(графа	8
табл.9). Полученные точки соединяем ломаной линией	а 6 .
Путем интерполяции табличных значений К (прилож.3-6)

находим ординаты теоретических интегральных кривых распреде ления С.Н.Крицкого и М.Ф.Менкеля для полученного коэффициента

вариации	Cv = 0,664		и следующих значений			: 1 ,0 ;	1 ,5 ;
2,0 и 3„0.			значений ординат К
Приведем расчет			значений ординат К		для вероятности
превышения		р = 1%.
При -iСуk = 1,0
с .		К	х	= -0,Q 64_^0A28_ = 0 Д8
0,6	-	2,59	х	= -0,Q 64_^0A28_ = 0 Д8
й*1				0,1
й*1		2.87
о д	-		К	= 2,59 + 0,18		= 2,77.
о д	-	0,28
0,064		X
При J		= 1,5
0,6		К		0,064 •	0,35
		2,76	х	0,064 •	0,35
		2,76	х	------------------------ --- о 22			‘
Ш		з . п		0 ,1		’	‘
Ш	-	з . п
0,1	-	0,35	К	= 2,76 + 0,22		= 2 ,9 4 .
0,1	-	0,35
0,064	-	X

<<< < Предыдущая 1 23 / 123 4 5 6 7 8 9 10 11 12 > Следующая >>>

Соседние файлы в папке книги

#
12.11.20237.78 Mб1Усилители..pdf
#
12.11.202313.64 Mб0Усовершенствование и ремонт телевизоров 3УСЦТ и 4УСЦТ..pdf
#
12.11.202317.01 Mб5Усталостная прочность металлов и долговечность элементов конструкций при нерегулярном нагружении высокого уровня..pdf
#
12.11.202310.62 Mб2Усталость крупных деталей машин..pdf
#
12.11.202315.72 Mб7Усталость металлов..pdf
#
12.11.20235.54 Mб2Установление расчетного расхода при проектировании мостовых переходов..pdf
#
12.11.20231.51 Mб0Устный перевод с листа..pdf
#
12.11.20235.48 Mб2Устный последовательный перевод ключевые аспекты теории и практики..pdf
#
19.11.202326.19 Mб1Устойчивость и колебания конических оболочек..pdf
#
12.11.202317.03 Mб11Устойчивость и колебания пластинок и оболочек с отверстиями..pdf
#
12.11.20237.75 Mб4Устойчивость и колебания трехслойных оболочек..pdf