风荷载问题研究_屠向远

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1、同济天学学报8 1年第1期风荷载问究研丽题滩屠向远沈荣芳提要本文运用我国近3 0个气象台站的历史记载资料,分别对日风、年风、使用期风、大风出现的次数和 大风出现的 时间间隔等等风 的各种性态问题.作了不同程度的研究,取得了相应 的统 计参数和概率分布规律。最后,在 占有上述讨论的基础上.提出我国今后荷载规范中,对 风荷载取值方法的意见.一、概述建筑结构设计中,研究的对象是建筑结构构件的承载抗力和作用在这些构件上 的荷载或荷载效应。风荷载是建 筑结构设计中的主要荷载之一,而对风荷载的研究,主要是下述两点:1.选择适合我国风荷载客观情况的统计分布规律,确定在未来的荷载规范中取值 的标准。2.为风荷

2、 载和其他荷载进行组合的需要、提供风荷载的有关统计参数和信息。我国现行的工业 与民用建筑结构荷 载规范(TIg一7 4),对作 用于建 筑物表而上的风荷载为W=CC:Wo(1)式中:C为体型系数,C:为风压沿高度变化系数;Wl为基本风压 值,单位是公斤/米2。风荷 载是随时间、空间的不 同而变化的,是一 种带有 偶然性的随机现 象,川概率论进 行分析,能 较充分地反映那种内在的统计规律性。作用在建筑物上的风荷载,一般可分稳定风 压和脉动风压 两种,稳定风压对建筑结构件引起静力作用,本文仅对基本风压 即稳定风压进行了研 究,而对脉动风压,则未曾涉及。二、原始数据的统一及处理计算基本风压 的标准风

3、 速,各国的取值方 法,并 不一致(表一),我国标准风速的标准,是由国家基本建计委员会所批准。我国幅员辽 阔,南方受 台风影响,北方有寒潮大 风,另有一些小风区,在 研究过程中,随机抽 了一 批具有代表性的气象台站(表3)、籍以分析风 的各种性态。为使观察资料统一,本文完成于1 980年4月同年9月1日投来表1标 准 风 速的标准说明中国加拿 大丹麦美国日本苏联澳大利亚英国东欧各国离地1 0米高自记1 0分钟平均最大风速离地1 0米高小时平均最大风速离地1 0米高1 0分钟平均最大风速 离地功米高年平 均极大风速离地 1 5米高 自记瞬时最大风速离地1 0米高二分钟平均风速离地1 0米高三秒钟

4、瞬时风速离地4 0吸高自记三秒钟瞬时风速离地1 0米高二分钟平均风速1 974年19 69年时距为变值0.5、1.0分钟1 971年1970年和连贯性,对个别 台站的风仪高度、记 录方法、应作时次和高度的换算,有关台站换算成自记记录的回归方程为嫌洒、石浦刀=o.89x+2.57广州、汕 头、湛江,=l.o3x+4.15福州,=i.05x+4.95式中:奋为自记 1 0分钟平均年最大风速,x为定时四次二分钟平均最大风速。对风荷载统计,考虑在荷载效应组合时,风压较风速更为直接,可 用风压作为统计 的子样。根据流休力学理论得(2)1功 盆下一助一一Q式中:O 为标准风压,:1。为标准风速,丫/29称

5、为风压系数,其中了为空气重度,g是重力加速度。三、年风统计分析3.1极位1过分布设有一组随机变量序列:若;,省2,考,上述变量序列是第一年至第,年的最大标准风压值,七。是 由第泣年离地 1 0米高处,自记1 0分钟平均最大风速,经 过换算后的风压。显然昌,f=1,2,n。可看作是相互独立的同分布随机序列。若在同样条件下,作出九年观察 资料,xl,x 2, “一x。取得n组序列,则每组试 验中的极大值都有。个,其概率分布都称为极值 分布,设这个分布是F( x),若夸;服从指 数形式分布时,极值1型 分布函数是:F,二。小,一夸互 (3)用现有资料x:,x 2,” ”x。合理估计出参数a和b,则F

6、(x )被唯一地确定。估计 这两个参 数,常用 的有矩法和经验频率曲线相拟合法。矩 法对参数 的估计 值是:。 =匕卫. a (x )二.78了六乡脸一牙)2(4)b=M(x)一a了=牙一0.45a(x)经 验频率曲线 相拟合 法对参数 的估计 值是:(6)a(x)a(夕)(6)b=牙一 a夕(7)上 列式中:了=。.5772,称为尤拉常数;万是圆周率;牙、夕及a ( x ),州妇分 别是随机变量的 数学期 望和标准差,并假定二,二,已按大 小次序排列,用,二一In(一;n-共、与二相-一”一一”一一“一”一一/、“夕、切”口一“、一 凡十1,一”对应,夕及a (妇直接 由表可查。3.2柯尔典

7、哥洛夫(“0二Moropo,)斯米尔诺失(cMop 二0.)检验理论 分布函数,能否反映其实际出现 的规律性,尚待通过检验来 判定。检验风压的理 论分布,可用柯一斯检验。首先计算理论点与经验点之间的最大偏差. 口D.=二。二!F,(x)一F(x)!(8)式中:F(x )是待检验的特定总体分布函数,即理论 分布概率,F.(x)是样本分布函数,即经 验 分布的 累 计 频率,二_、_。方_ _。化,_*,。二二。、二,。,_, ;_ 凡“,只号。,a x是指 在范围中相 差的最大值。如按公式(8 )所求得的几超过柯一斯检定表内的极限值,那 就该 拒绝这个假定的理论分布概率。3。3举例下 面是沈阳市

8、从1951年至1975年的历年标准 风压。11。1 413。8 114。314 3。7 635。2 937。4 42 1。4 219。8023。962 2。2 531。4 42 1。831 9。8 016。041 4。8213。8120。4 220。201 9。8011。891 9。801 6。0412.677。9 810.1 2求得年标准风压统计特征值如下(数学期望)瓦(标准差)a(。,)(变异系数)V,19.99k/二28.8 1k夕/m么0.441若 用经验频率曲线相拟合估计参数,则其表达式为;(。,二。小。卜裂腻卫一经柯一斯检验,当样本容易。 =2 5信度为5% 时,其极限值为0.26

9、4。D。(二ax )二0.1591,一般认为检验是通过的。检验步骤如表2。表2了尸()=。,一。印(一公)1- - - -0 . 0 .0 .0 .门|l|7.9 810。1 21 1。1 41 1.8912.76万一”,_,一而一8.06 8 1一。.。 62一069,43一。66 。, 4一。74。5一。3了 了3一。23 6 。!“1一。17。 。,一i, , 。“”1。 4 045”。64 6116 56 。 ) :) ) :20U.8 10 1!2 22.0 222222 32 42 51.94 922.4 2 642.6 9293.465 00.07370.135 80.171 6

10、0.20060.232 60.2 8 1 90.30420.32720.3 3270.54740.56340.571 50.610 80.62 590.6 4 0 90.69780.86730.91 540.934 60.9692040008 0 01 2 0 0160 0J.二J .二月.二J.且0.20000.2 8 0 00.3 2 0 00.36000.44习00.60 0 00.64000.6 8 Q00.72000.760 00.8 0000.8 40 00.8 8000.9 2 0 00.960 01.0 0 000.03 870。0 5530.05160.0 4 0 60.03

11、2 60.00190.01580.0 3280.05730.052 60.07660.10350.10920.134 10.15910.14220.0 1270.00460.0 2 640.0 3 0 8,三嘴几几J任且, 二J.二,几,二司1.,月甘.一-,.J,工1二,曰月兮n.八甘内U , 山6 Q 工匀O甘J经口甘口甘叭口O U 八“OU n 勺通O Ug目九勺J臼n , 的口d户五.00甘n.n”1,止2的口,人口扛,1 ,占.且,二,二.叮自峥O 峪, 曰勺曰勺目37.4 443.673.4特大位的处理标准风压资料系 列中的 最大标准风压值,它的重现期是 否和系列 的长度相称,经分

12、析有两种可能,一是基本上相符合,一是远远大于系列的长度。属于后者的这种标准风压值,称为特大值,由于它远远大 于 资料 系列,直 接采用则 不太恰 当。解决的途径,可把资料系列统计年代延长,增加 样木容 易;或用历史记载中的风灾资料,来估计特大值的重现 期。但有时不 易取得上 述的记 载 资料。这里 运用了一种估 计的方法,其步 骤为:(1 )包括远远 大于资料系列的特大值,作为正常的系列,不作处理,求其统 计分布的特征值和有关 参数,并计算出特大值在该 分布中重现期t=N年。(2 )将原资料系列:年延长至N年,并假定除了那个特大值外,其余N一1年资料系列的数学 期望,标准差和原来资料系列中除掉

13、特大值后的数 学期望,标准差是一致的。这样就通过原来资料系列,求得延长到N一1年资料系列的统计特征值。(3 )把第N年的特大值,加到付一1年资料系列中去,从而得到特大值经过处 理后的 理论统计分布函数。随机所抽的地区中,有三个气象台站 的资料,其特大值远大于系列的情况,现均采用上述的推测方法,进 行处理。表3中:爪厉年年标准风压 平均 值(kg/m“)。V,历年 年标准风压变异系数。ky历年年标准风 压平均 值与规范标定值之比。、/表示检验通过;X表示检验不通过。年标准风压 统计参数及 极值1到分布采用柯一斯检验 结果地点,曲合地qgVrqr 矩表3可否接 受,经验频率!功.爹健才日拟合点斌斌

14、丫材材材甲斌澎斌扩斌材材斌斌材M斌斌斌0.4 410.2971 3.001 6.3 80.3700.4 670.45 50.51 30.4 3 005 00o322一 0.42 5 。2 8 5一0.3010.3770.50 50.2662 7 3 70 04 34 95 1 2 3 2 28 31 4 6 3 6 3门比八甲0. 自口卜J任,火月, 勺,习口a自心,立白几n J O 自, 曰. .10 自 .人,自 土叮口受一解扎一/ / /,/, “ “一拼一濒时澎以斌扩斌斌斌斌一接一睑相一,“ “,“ , “:八八、八一否一经线一一目去.到一扩斌材V 斌斌斌斌斌斌斌双斌斌l矩一户 户,内

15、六八户户内 八八一石召a5 0了1 04079 6 8 8介一“5 06 14 86 1 6 24 2 4 24 84 16 15 6 舒阳一nU1 1 .Un甘Au八U 八U 八U 八n U UU nn Un.八.O臼,月00曰几U几“.U品口且丹0.1汀勺甘,心甘口,二月O臼.匕吸Ul匕J口心,00 曰.自段甘月O自. 甘J勺斤. . n.n甘八甘n.0n.n 甘On公Unl阳原沽津定新京京岛沈太天犷北青保南阜哈尔滨0.4 1 10.314西宁九江乌鲁木齐重庆l 阿勒太 石浦 鲤六 尸翔伊宁! 南通东台湛江峰i四,0.4 240.36 60.3470.40 50.5730. 4840.63 60.44 00.3 580.7590.49 60.3710.54 90.36 8“的5 87 66 02 6 6 7 T 6n时1 s肚4 9 “3 7舫1 91 61 72 41 92 1 1 52 12 5 1 2 1 9 邢1 61 12 9埠西海肥春蚌林上合长四、使用期分布使用期为n年标准风 压分布,可从年标准 风压的 分布进行推导。设七是i年标准风 压,并假设年标准 风压概 率 分布函数是 服从极 位1型的,即p“!式,则应拒绝原 假设 的分布概 型。在十三个样本中,对极 位3型分布拟 合得较 好,对对数正态型的偏差要大1些。日最大标准风压 统