CC BY
39
DOI: 10.12845/bitp.44.4.2016.9
dr hab. inz. Mariusz Maslak, prof. PK1
Przyjfty/Accepted/Принята: 17.01.2016; Zrecenzowany/Reviewed/Рецензирована: 23.08.2016; Opublikowany/Published/Опубликована: 30.12.2016;
Miarodajna g^stosc obci^zenia ogniowego strefy pozarowej - wartosc nominalna z pojedynczej inwentaryzacji czy raczej statystycznie uzasadniona wartosc charakterystyczna
Authoritative Fire Load Density Value at a Building Compartment - Nominal Value Taken From a Single Inventory or, Alternatively, a Characteristic Value Statistically Deduced
Достоверное значение плотности пожарной нагрузки в пожарной зоне - номинальное значение с одиночной инвентаризации или скорее статистически обоснованное характеристическое значение
ABSTRAKT
Cel: Przedstawiono dwa alternatywne podejscia do specyfikacji miarodajnej wartosci gfstosci obci^zenia ogniowego strefy pozarowej. Gfstosc ta zalezy od nagromadzonych w rozpatrywanej strefie materialow palnych i determinuje intensywnosc pozaru, ktory w tej strefie moze rozgorzec. Za miarodajn^ uznaje sif wartosc reprezentatywn^ dla zalozonego charakteru uzytkowania strefy. Decyduje ona o prognozie poziomu bezpieczenstwa w pozarze, w tym w szczegolnosci o ryzyku zniszczenia mieszcz^cej sif w badanej strefie konstrukcji nosnej. Metody: Oszacowanie miarodajnej gfstosci obci^zenia ogniowego odniesionej do konkretnej strefy pozarowej bfdzie wiarygodne tylko wtedy, jesli dokona sif go na podstawie specjalistycznej i zindywidualizowanej inwentaryzacji zgromadzonych w tej strefie materialow palnych. Miar^ poszukiwanej wartosci bfdzie w takim przypadku wartosc nominalna uzyskana bezposrednio z pomiarow. Wartosc tf trzeba jednak powiqzac jednoznacznie nie tylko z sam^ badan^ strefy, ale i z chwil^ przeprowadzenia obserwacji. Z tego wzglfdu bardziej uniwersaln^ miar^ wydaje sif byc wartosc charakterystyczna, wyliczona jako odpowiedni kwantyl rozkladu prawdopodobienstwa gfstosci traktowanej jako zmienna losowa. Tego typu postfpowanie uwzglfdnia zmiennosc statystyczn^ wartosci gfstosci zinwentaryzowanych w strefach o podobnym sposobie uzytkowania. Uzyskan^ wartosc interpretuje sif zatem jako miarodajn^ dla strefy pozarowej okreslonego typu, nie zas jako tf kojarzon^ ze strefy badan^ w konkretnym budynku.
Wyniki: Omowiono metody prowadzenia inwentaryzacji, sposob interpretacji uzyskanych wynikow oraz ograniczenia wplywaj^ce na malej^c^ z czasem wiarygodnosc oszacowania wyznaczonego w sposob bezposredni. Rozwazania te skonfrontowano z procedure obliczen probabilistycznych, prowadz^c^ do specyfikacji statystycznie uzasadnionej wartosci charakterystycznej losowej gfstosci, reprezentatywnej dla stref pozarowych o podobnym sposobie uzytkowania.
Wnioski: Tradycyjny sposob postfpowania oparty na zindywidualizowanej inwentaryzacji pojedynczej strefy pozarowej wydaje sif zmudny i malo praktyczny. Kazda zmiana sposobu uzytkowania strefy, a nawet samo tylko uzupelnienie zgromadzonych w niej materialow palnych, prowadzi do zakwestionowania wiarygodnosci wyliczonego wczesniej oszacowania. Z tego wzglfdu w pracy rekomenduje sif zastosowanie podejscia opartego na obliczeniach probabilistycznych, bardziej uniwersalnego i daj^cego wyniki o zweryfikowanej wiarygodnosci.
Slowa kluczowe: pozar, obci^zenie ogniowe, gfstosc, inwentaryzacja, wartosc charakterystyczna, kwantyl, prawdopodobienstwo, ryzyko Typ artykulu: oryginalny artykul naukowy
ABSTRACT
Aim: To identify two alternative approaches for the specification of a reliable value, which describes fire load density in building compartments. Such density depends on the accumulation of combustible materials in an area under consideration and determines the intensity of a fire, which may flare up at the facility. A reliable value is recognised as one representing the accepted nature of utilization for given premises. It determines the estimated level of safety during a fire incident, specifically in connection with the risk of destruction of load bearing structures. Methods: Estimation of an authoritative fire load density measure applicable to a given facility is credible only if it is carried out on the basis of a specialist and individual inventory of flammable materials accumulated within. The magnitude of the sought value will, in such a case, be the nominal value obtained from direct measurements. However, this value must be unambiguously connected, not only with the facility under examination, but also linked to the time of the performed observation. For this reason a more universal measure may be a characteristic value
1 Politechnika Krakowska / Cracow University of Technology; [email protected];
D01:10.12845/bitp.44.4.2016.9
calculated as an appropriate quantile of a probability distribution for random fire load density. Such an approach takes into account statistical changes in density values inventoried in facilities with similar utilisation. Identified values are interpreted as authoritative for a specified fire zone type and not as one associated with a zone studied in the specific building.
Results: Examined methods used for the conduct of inventory, interpretation approach for derived results and limitations, which over time decrease the credibility of estimates determined by direct intervention. These reflections were confronted with probabilistic calculation methods, which lead to statistical specification of characteristic values of random fire load density, which were representative for facilities with a similar utilisation pattern.
Conclusions: The conventional procedure, based on an individualized inventory for discrete premises appears arduous and impractical. Each change in the use of such a facility or a simple addition of combustible materials stored inside the premises, leads to questions about the credibility of previously calculated estimates. For this reason, the study recommends an application of a more universal approach, based on probabilistic calculations, which provides credible results.
Keywords: fire, fire load, density, inventory, characteristic value, quantile, probability, risk Type of article: original scientific article
АННОТАЦИЯ
Цель: Представлены два альтернативных подхода для спецификации/определения достоверного значения плотности пожарной нагрузки в пожарной зоне. Эта нагрузка зависит от накопления в данной зоне горючих материалов и влияет на интенсивность пожара, который в этой зоне может появиться. Достоверным значением называют репрезентативное значение для конкретного способа использования данной зоны. Оно обусловливает результат прогноза уровня безопасности во время пожара, в частности, риск разрушения находящейся в этой зоне несущей конструкции.
Методы: Оценка достоверного значения пожарной нагрузки относительно конкретной пожарной зоны возможна только в случае, если она проведена на основе специализированной и индивидуальной инвентаризации накопленных в данной зоне горючих материалов. Значение, которое необходимо найти в этом случае будет номинальным, полученным непосредственно из измерений. Это значение, однако, нужно однозначно связывать не только с самой исследуемой зоной, но и с моментом проведения наблюдений. Поэтому, более универсальной мерой представляется характеристическое значение, рассчитанное как соответствующий квантиль распределения вероятности нагрузки, рассматриваемой как случайная величина. Этот тип учитывает статистическую изменчивость значений нагрузки в инвентаризированных зонах при аналогичном способе использования. Полученное значение считается как достоверное для определенного типа пожарной зоны, а не как связнное с зоной, исследуемой в конкретном здании. Результаты: Рассмотрены методы проведения инвентаризации, способ интерпретации полученных результатов и ограничения, которые влияют на снижающуюся вероятность оценки, проведенной прямым путем. Эти соображения были сопоставлены с процедурой вероятностных расчетов, благодаря которой возможно получить статически обоснованое характеристическое значение случайной нагрузки, свойтвенное для пожарных зон аналогичного способа использования.
Выводы: Традиционный способ поведения, основанный на индивидуальной инвентаризации одной пожарной зоны, представляется трудным и не практичным. Любое изменение способа использования зоны или даже только увеличение в ней количества горючих материалов ставит под сомнение достоверность расчетов ранней оценки. По этой причине в статье рекомендуется использовать подход, основанный на вероятностных расчетах, который является более универсальным и дает достоверные результаты.
G^stosc qf trzeba w sensie ilosciowym odrozniac od g§-stosci q([MJ/m2] odniesionej do powierzchni wszystkich przegrod (total) ograniczaj^cych strefy pozarow^ At[m2] (to znaczy zarowno podlogi, jak i stropu i scian). Obie wielkosci w literaturze przedmiotu stosowane s^ wymiennie, niemniej jednak zawsze zachodzi relacja:
( , \
qf = it
Af
przy czym in :
Q
Q
2 Af + HC
(2)
Ключевые слова: пожар, пожарная нагрузка, плотность, инвентаризация, характеристическое значение, квантиль, вероятность, риск Вид статьи: оригинальная научная статья
1. Wprowadzenie
Obci^zenie ogniowe strefy pozarowej Q[MJ] jest zwykle inter-pretowane jako ilosciowa miara energii, ktora przy zgromadzonych w tej strefie materialach palnych, stanowi^cych potencjalne paliwo, uwolni si§ w czasie trwania antycypowanego dla niej poraru. Wraz ze wspolczynnikiem otworow O [m0,5], charakteryzuj^cym geometric rozpatrywanej strefy i kwantyfikuj^cym mozliwosc wymiany gazow spalinowych z otoczeniem, czyli w efekcie jej wentylacji, decyduje zatem o przebiegu takiego miarodajnego pozaru, a scislej o szybkosci uwalniania ciepla HRR (heat release rate), co bezposred-nio przeklada si§ na efektywn^ intensywnosc spalania. W prCtyce projektowej dokladna specyfikacja calkowitej war^osci tej energii moze posluzyc do oszacowania zmieniaj^cego si^ j^odcnos poraru poziomu bezpieczenstwa uzytkownikow danej s^c^ia^^^donie po jednoznacznym okresleniu sposobu rozmieszrzonizwnizl materia-low palnych. Nalezy sprecyzowac, czy s^ one rozlokowane w sposob rownomierny na calej powierzchni, czy raczej pogrt^f^z^rvane, gena-ruj^c przy tym lokalne maksima znacznie przewyzszajs-ce usrednio-ny poziom odniesienia. Z tej przyczyny wartoai; obciannia oonia-wego lepiej wyrazic w odniesieniu do powierzchni podlogi (floor) analizowanej strefy pozarowej Afm2], okresjc gjstosc obci^zenia ogniowego qfMJ/m2]. Zgodnie z powyzszym:
qf
Q
(1)
gdzie SsT osaz С sij. odpawiednio asysonoSci^Ej r obwoslomsSrcfy poonczwej.
Istnizip so najjoinieg dwo jakoseiowo s(5:on^ godsssciado specyfikacji miarodajnej dla analizy bezpieczenstwa w poza-rze wartosci g^stosci obci^zenia ogniowego qf (a takze odpo-evicii£ii£|(^^j jej g§st:ojci 13ierwrec opiara ip nn jirzaprow-i dzeniu azonagZlowar inwentrrdnndpi przapinanni do anslizo-wanej seosts i cvyznacanpiu woslotzi oanainpInaj p^, dpusja natomiast na wykorzystaniu statystycznie uzasadnionej war-to^1 chanalotrzystycznej i- zWzntyfikowanoj dk zafozonega nnaktadu prawslo.osbbkdstwo g§t to^ ^potrslstownnoj jckz zmionna bsowa i onyacowonei w odniericriu do jednorodnej i reprezentatywnej populacji stref pozarowych o podobnym sposobie uz^kowprna. Prepentaaja i porownanie ol^upodejsc stanowj bodiyowowy col nrtykehn
ИССЛЕДОВАНИЯ И РАЗВИТИЕ
D01:10.12845/bitp.44.4.2016.9
2. Specyfikacjawartoscinominalnejgçstosci obci^zenia ogniowegonapodstawie szczegolowejinwentaryzacjistrefypozarowej
Zgodniez norm^PN-B-02852:2001[1],atakzez zal^cz-nikiemEdo normyPN-EN 1991-1-2 [2], wcelu oszacowania wartosci obci^zenia ogniowego Q nalezy zinwentaryzowac zgromadzone w rozpatrywanym pomieszczeniu (scislej -w strefie pozarowej) materialy palne, dla kazdego z nich po-dac masç m.[kg]oraz przypisacim efektywne cieplospalania Hueff,i[MJ/kg] (effective calorific value). W konsekwencji, przy n uwzglçdnianychmaterialach, otrzymuje siç:
Q= 2>iHu,eff,i M] i=1
(3)
Przymiotnik „efektywne'wi^zesiç znieidealnymiwarun-kami spalania wpozarze,gdyzachodzi redukcja Hu eg. = xHu , przy czym xi ^ 1.Warunki idealne panuj^ bowiem jedynie w laboratoryjnym badaniu kalorymetrycznym, w ktorym mierzy siç cieplo spalania netto Hui[MJ/kg] (net calorific value). W praktyceinzynierskiej wspolczynnik ^ jest zre-guly zaniedbywany w obliczeniach (patrz na przyklad [2]), co mozna uzasadnic trudnosci^ w jednoznacznym ustale-niu jego wartosci, niemniej jednak tego typu uproszczenie prowadzi do niepotrzebnego przeszacowania wyznaczonej zzaleznosci (3)wartosci Q, choc trzebaprzyznac,ze jest to ustalenie po stronie bezpiecznej. Poza tym nalezy podkre-slic, ze oszacowaniaenergii Q dokonujesiçprzyzalozeniu, ze uwzglçdniane w bilansiematerialys^idealnie suche. Jezeli tak nie jest,a wilgotnosc i-tegomaterialuliczona wprocen-tachjego suchej masywynosi u, totrzeba dokonackorekty zgodniez formul^:
Huj = HuQi (1 - 0,0 1u) - 0,025u
(4)
gdziewartosc Hu0. dotyczymaterialuidealnie suchego.
Miar^ kwantyfikacji wielkosci Q jest obecnie jednostka ener-gii specyfikowanawukladzie SI, czyli MJ. W starszych opracowa-niach mozna spotkac siç z j ednostkami typu kaloria, a nawet z kilogramami suchego, znormalizowanego drewna. Przeliczenie tak skalibrowanych wartosci natakie, ktore s^ wyrazonewjednost-kach obowrçzuj^cych obecnie, generuje wiele niejednoznaczno-sci, zwlaszcza przy duzej roznorodnosci uwzglçdnianych w ana-lizie materialow Szczegolowe omowienie tych kwestii wymaga jednak odrçbnego opracowania. Interesuj^cym wprowadzeniem w to zagadnienie zdaniem autora s^ prace [3] i [4].
Do podstawowych sposobow zbierania danych wykorzy-stywanych przy inwentaryzacji rozpatrywanej strefy pozarowej nalezy:
• metodla bezposredniego wazenia (direct weighing method)
- zgodnie z ktor^ masy zidentyfikowanych materialow palnyrh ustala siç poprzez proste zwazenie, a nastçpnie przypisuje im odpowiednie wartosci ciepla spalania,
• inwentaryzacji posredniej (inventory method) -w tej metodzie poszukiwane wartosci masy okresla siç, dokonuj^c pomiaru objçtosci rozmaitych przedmiotow zawieraj^cych materialy palne, a nastçpnie dobiera siç die z^icZ miarodajn^ gçstosc, co pozwala na oszacowanie mesy, a w dalszej kolejnosci nastçpuje przypisanie po-szccegolnych wartosci ciepla spalania,
• zaetcda kwestionariusza (questionnaire method) - ziden-tdZkowane materialy palne oraz wartosc ich masy ustala siç naipodstawie danych zestawionych w kwestionariu-szu dostarczonym do specjalisty przez bezposredniego uzytkownika pomieszczenia,
• metoda analizy fotograficznej (real estate website review)
- szacowanie rodzajow materialow palnych oraz ich masyodbywa siç na podstawie dostarczonych zdjçc lub filmow ze strefy pozarowej.
Ze wzglçdu na odpowiedni^ wiarygodnosc przepisy normy [5] do-usgcraj^ do stosowania jedynie te metody gromadzenia denych, eei kZo rych wymagany jest bezposredni udzial specjalisty w przeprowa dzaniu pomiaru. Nalezy zwrocic uwagç, ze w przy-pacZu metody kwestionariusza, ekspert analizuje dane zebrane przez acaby postronne, niekoniecznie kompetentne w ocenie. Z ddugiej ptcony zastosowanie filmow i/lub fotografii ma ze swej natcryrowaiez bardzo ograniczon^ wiarygodnosc. Najlepszy pawet film eiokazuje bowiem jedynie wycinek rzeczywistosci. paai bzrdziej trudno o miarodajn^ ocenç masy czy objçtosci badzuago pczedmiotu. Obie metody zalecane przez normç [5], to znaczy zarowno metoda wazenia, jak i metoda inwentaryzacji posrepniej, maj^ wiele ograniczen. Po pierwsze w praktyce tr udn- zwazyc wiele zgromadzonych w badanej strefie materia-low palnych. W szczegolnosci dotyczy to niektorych elementow wbudowanych w konstrukcjç nosn^. Z drugiej strony w przy-za<rrg u^lr^ych obiektow ruchomych znacznie latwiej osza-cowac masç niz objçtosc. Jak post^pic na przyklad z krzeslem, w ktorym niektore czçsci wykonano z metalu, a inne z tworzywa sztacunzgo? Uwzglçdniaj^c wszystkie przywolane powyzej ogra-zicrreiu.przyjmuje siç, ze optymalnym sposobem postçpowania jest metoda l^cz^ca inwentaryzacjç posredni^ z wazeniem.
Opieraj^c siç na rekomendacjach normy [5], przy inwenta-ryzowaniu realnego obci^zenia ogniowego charakteryzuj^cego rozpatrywan^ strefç pozarow^ dokonuje siç rozroznienia na:
• gçstosc obci^zenia ogniowego stanowi^cego ruchom^ zawartosc strefy pozarowej (contents fire load, movable fire load) - do tego obci^zenia zalicza siç na przyklad meble, ksi^zki, c^ppwi^i^y^, zaslony;
Tabela 1. Wyniki estymacji parametrow proby statystycznej otrzymanej z analizy gçstosci obciqzenia ogniowego pomieszczen biurowych (wedlug [7])
Table 1. Results of estimated jurameteri i^siaractenzir^gtl^i statistka^l i^i^mple obtaiied l^r^nic^n e^n^lysis of random fireloai density in offices (according to[ct)
Metodainwentaryzacji posret^n^ihj / l^nd^^i^ect inventorymethod tdletoila tna^<;niti / ViO^it^lriiat^ aie^li^o^^ Metode d^f^en^O^inf^o^^na l^cz^ca toi^^nt^nznj^z t^azeniem / MrrgedmethoWcombining ^a^i^^r^l^i^rtr zntlweighing
Wartosc srednia z proby / sample mean Nf [Mj/m2] 852 557
Odchylenie standardowe z proby/sample standard deviation <jf [м^т2 ] 484 257 286
DOI:10.12845/bitp.44.4.2016.9
• gçstosc obci^zenia ogniowego wbudowanego w strefç
pozarow^ (fixedfire load) - dot. palnych elementów kon-
strukcyjnych oraz na przyklad materialów wykorzysta-
nych do wykonczenia podlóg, scian, sufitów itp.
Jak zaznaczono powyzej uzyskana z inwentaryzacji wartosc gçstosci obci^zenia ogniowego rozumiana jest jako wartosc no-minalna q^, specyficzna dla analizowanej strefy pozarowej.
3. Idea statystycznego szacowania wartosci miarodajnego kwantyla losowej gçstosci obci^zenia ogniowego strefy pozarowej
Praktyczne zastosowanie zaleznosci (З) w przypadku analizy stanu bezpieczenstwa w pozarze odniesionej do kon-kretnego budynku, ze strefami pozarowymi o zróznicowa-nym charakterze, jest niew^tpliwie zmudne, a poza tym malo przydatne z uwagi na mozliwe zmiany sposobu uzytkowania poszczególnych pomieszczen, a nawet na wysoce prawdo-podobn^ wymianç pojedynczych mebli czy palnych elementów wystroju wnçtrz w trakcie uzytkowania rozpatrywanego obiektu. Z tego wzglçdu postuluje siç na tym polu zamianç klasycznego podejscia deterministycznego na rozwazania o charakterze analizy statystycznej z elementami zarz^dzania ryzykiem (risk management). Zmiana tego typu sprowadza siç do zast^pienia wartosci q^, specyfikowanej indywidualnie dla kazdego rozpatrywanego przypadku, odniesion^ do tej wiel-kosci wartosci^ charakterystyczn^ q^, wyznaczan^ jako staty-stycznie uzasadniony kwantyl odpowiedniego rozkladu praw-dopodobienstwa. W tym celu dokonuje siç pogrupowania stref pozarowych stanowi^cych przedmiot analizy na strefy o podobnym charakterze, w szczególnosci o tej samej funkcji lub o analogicznym sposobie uzytkowania, a nastçpnie kazdej z tak wyodrçbnionych grup przypisuje odpowiednie wartosci q^. Wyznaczenie wartosci poszukiwanego kwantyla wyma-ga okreslenia typu rozkladu prawdopodobienstwa zmiennej losowej, któr^ jest gçstosc obci^zenia ogniowego q, wartosci centralnej tego rozkladu oraz co najmniej jednego parametru rozrzutu. Pierwszym krokiem do umozliwienia przeprowa-dzenia takiej analizy musi byc jednak zgromadzenie jednorod-nej i wiarygodnej populacji danych odniesionych do kazdej z wyodrçbnionych grup. Okazuje siç, ze sposób ich zbierania ma zasadniczy wplyw na uzyskane wyniki [б]. Róznice iloscio-we uzyskane z badania tej samej grupy stref pozarowych przy zastosowaniu kazdej z wymienionych wczesniej metod s^ czç-sto bardzo znacz^ce. Przykladem jest na przyklad porównanie wyników otrzymanych róznymi metodami dla tych samych pomieszczen biurowych, zaczerpniçte z raportu [7] i pokaza-ne w tabeli 1. Liczebnosc próby statystycznej wynosila w tym przypadku N = 103. Na takie zróznicowanie wyników po raz pierwszy zwrócil uwagç C. Culver [8].
4. Czynniki róznicuj^ce rozklad próby statystycznej w ramach jednorodnej grupy badawczej
Wybrana do szacowania miarodajnej wartosci gçstosci obci^zenia ogniowego technika statystycznej analizy danych generuje koniecznosc specyfikacji jednorodnych grup badaw-czych, to znaczy zbiorów grupuj^cych poszczególne rodzaje stref pozarowych, o podobnym przeznaczeniu i sposobie uzytkowania. Tego rodzaju podzial musi byc dokonywany bardzo starannie, poniewaz ma kluczowe znaczenie w finalnej ocenie bezpieczenstwa w pozarze. W literaturze przedmiotu mozna odszukac wiele rekomendowanych podzialów, czçsto znacz-nie rózni^cych siç miçdzy sob^. Sposród nich trzeba jednak wyróznic dwa, które znalazly siç w aktach normatywnych po-wszechnie stosowanych w praktyce inzynierskiej. W aneksie E normy PN-EN 1991-1-2 [2] wyrózniono na tym polu: miesz-
kania, sale szpitalne, biblioteki, biura, klasy szkolne, sklepy i centra handlowe, kina i teatry oraz obiekty sluz^ce obsludze komunikacyjnej (na przyklad dworce kolejowe i autobusowe). Z drugiej strony w normie NFPA 557 [5] wydzielono:
• biura i pomieszczenia biznesowe (office/business occupancies),
• pomieszczenia kultu religijnego (religious properties),
• pomieszczenia zwi^zane z konsumpj (eating/drinking establishments),
• pomieszczenia przeznaczone do edukacji (educational buildings),
• pomieszczenia do opieki nad chorymi (facilities that care for the sick),
• pomieszczenia przeznaczone do handlu (stores/mercantile buildings),
• pomieszczenia typu hotelowego (places where people sleep other than homes),
• inne obiekty uzytecznosci publicznej (otherpublic assembly buildings).
Jak widac, w drugim przypadku nie wyroznia siç miesz-kan jako osobnej grupy badawczej, co prawdopodobnie wyni-ka ze specyfiki amerykanskich przepisow pozarowych.
Ryc. 1. Histogramy losowej gfstosci obciqzenia ogniowego pomierzonej w pomieszczeniach biurowych, z lewej - w sektorze panstwowym, z prawej - w sektorze prywatnym (wedlug [8])
Fig. 1. Histograms of random fire load density measured in offices, left - in the public sector, right - in the private sector (according to [8])
Odpowiedniego uogolnienia i pogrupowania wymaga analiza rozpatrywanych materialow palnych. Na ogol przypisuje si§ je do trzech (lub czterech) podstawowych grup, takich jak: papier oraz drewno (cz^sto l^czone w jedn^ grup§ jako materialy wytworzone na bazie celulozy), plastiki i tekstylia. Przytoczone powyzej podzialy z oczywistych wzgl^dow nie s^ doskonale. Ze szczegolowej analizy pomieszczen biurowych wynika na przyklad, ze nalezaloby rozroznic typowe biura i sale konferencyjne przeznaczone na spotkania wielu osob [9]. Poza tym w [8] pokazano istotn^ roznic^ pomi^dzy
ИССЛЕДОВАНИЯ И РАЗВИТИЕ
skosnosciami histogramów gçstosci obci^zenia ogniowego otrzymanych dla biur funkcjonuj^cych w sektorze panstwowym i prywatnym (ryc. 1). W oszacowaniach amerykanskich z konca lat siedemdziesi^tych ubieglego wieku [S] raportuje siç, ze udzial drewna i papieru w obci^zeniu ogniowym pomieszczen biurowych wynosil 99,S%. Podobn^ wartosc (to znaczy dokladnie 9S,7%) podaje S. Kumar [10] dla biur zlo-kalizowanych w Indiach w polowie lat dziewiçcdziesi^tych. Tymczasem najnowsze badania sprzed kilku lat, cytowane dla warunków amerykanskich przez E. Zaloka i J. Edufula [б], su-geruj^ nastçpuj^cy podzial: materially celulozowe 70% (w tym papier 24% i drewno 4б%), plastiki 22%, tekstylia S%. Zna-cz^cy wzrost udzialu plastiku to oczywisty efekt obecnosci we wspólczesnych pomieszczeniach biurowych komputerów, drukarek, telewizorów, odbiorników radiowych itp. Nalezy odpowiedziec zatem na pytanie, czy oszacowania uzyskane kilkadziesi^t lat temu s^ nadal wiarygodne, zwlaszcza w dobie coraz szybszych przemian spolecznych i kulturowych.
Ryc. 2. Rozklad prawdopodobienstwa losowej gçstosci obci^zenia ogniowego w przypadku mieszkan: a) porownanie rezultatow uzyskanych w badaniach Holma i Oksanena [12] z 1970 roku ze wspolczesn^ rekomendaj normy PN-EN 1991-1-2 [2], b) rozklady uzyskane po wydzieleniu z mieszkania odpowiednio salonu, kuchni i sypialni (wedlug [12]), c) porownanie rozkladow otrzymanych w badaniach amerykanskich z 1970 roku [13] i kanadyjskich z 2004 roku [14]
Fig. 2. The probability distribution of random fire load density for apartments: a) comparison of the results obtained by Holm & Oksanen [12] in 1970 with contemporary recommendation taken from the standard PN-EN 1991-1-2 [2], b) distributions obtained after separation from the apartments considered as a whole, living rooms, kitchens and bedrooms, respectively (according to [12]), c) comparison of distributions obtained from American research in 1970 [13] with these taken from Canadian studies carried out in 2004 [14]
D01:10.12845/bitp.44.4.2016.9
Innym przykladem, który dobrze ilustruje niejednoznacz-nosci w szacowaniu parametrów opisuj^cych rozklad gçstosci obci^zenia ogniowego w jednorodnej próbie statystycznej, jest szczególowa analiza pomieszczen przeznaczonych na miesz-kania. Autorzy pracy [11] cytuj^ wyniki badan C. Holma i P. Oksanena [12] z pocz^tku lat siedemdziesi^tych ubieglego wieku. Wskazuj^ oni na zróznicowanie rozkladu poszukiwa-nej gçstosci, jesli rozpatrywac osobno salon, sypialniç i kuch-niç, nie zas mieszkanie jako calosc (ryc. 2a i 2b). Porównanie zaproponowanych rozkladów z rozkladem odniesionym do calego mieszkania i rekomendowanym wspólczesnie w nor-mie [2] pokazuje, ze w obecnych czasach obci^zenie ogniowe mieszkan jest znacz^co wiçksze (ryc. 2a). Tego typu konsta-tacja znajduje potwierdzenie w porównaniu rozkladu uzyska-nego w roku 1970 dla mieszkan zlokalizowanych w USA [13] z rozkladem znacznie pózniejszym, otrzymanym w 2004 roku dla mieszkan zlokalizowanych w Kanadzie [14] (ryc. 2c).
Kolejnym czynnikiem determinuj^cym rozklad gçstosci obci^zenia ogniowego jest powierzchnia strefy pozarowej. Na ogól wskazuje siç [S], ze obci^zenie ogniowe Q strefy pozaro-wej rosnie wraz ze wzrostem powierzchni Af jedynie do war-tosci mniej wiçcej równej A, = 30 m2, natomiast w pomiesz-czeniach wiçkszych znacz^co maleje.
S. Kwestia dopasowania odpowiedniego rozkladu prawdopodobienstwa gçstosci obci^zenia ogniowego
Dostçpnosc do odpowiedniego zbioru danych statystycz-nych, stanowi^cego prebç jednorodn^, pozwala na ich repre-zentatywn^ analizç. W tym celu, po przypisaniu posiadanych wyników do zdefiniowanych wczesniej klas, a nastçpnie po zbadaniu liczebnosci kazdej klasy, konstruuje siç histogram oraz dystrybuantç empiryczn^ badanej zmiennej. Podsta-wowym zadaniem oceniaj^cego jest teraz jak najbardziej precyzyjne dopasowanie uzyskanego w ten sposób rozkladu empirycznego do jednego z ci^glych rozkladów prawdopo-dobienstwa opisanych przez matematyków. Na ogól korzysta siç przy tym z metody momentów probabilistycznych, trak-tuj^c momenty z próby (sredni^ i odchylenie standardowe) jako estymatory (najlepiej zgodne, nieobci^zone i najbardziej efektywne) momentów rozkladu, do którego rozklad empi-ryczny jest przyrównywany. Mozna równiez zastosowac gra-ficzn^ metodç kolokacji w punkcie granicznym i dokonywac rektyfikacji dystrybuanty empirycznej na kolejnych siatkach probabilistycznych albo poszukiwac maksymalnej mozliwej wiarogodnosci (likelihood), sposród tych które wyliczono przy przyrównywaniu rozkladu empirycznego do kolejnych rozkladów prawdopodobienstwa [15]. Zarówno S. Kumar z C.V.S.K. Rao [10], jak i A.C. Bwalya wraz z M. Sultanem i N. Benichou [1б] informuj^ o dobrym dopasowaniu uzy-skanych z badan wyników do rozkladu lognormalnego. Tego typu stwierdzenie oznaczaloby, ze logarytm naturalny losowej gçstosci obci^zenia ogniowego ma rozklad normalny. Z dru-giej strony, z uwagi na to, ze pozar jest zdarzeniem wyj^tko-wym, a przez to rzadkim, to znaczy takim, które nie powinno miec miejsca czçsciej niz co najwyzej raz w czasie uzytkowania budynku, postuluje siç przypisywanie rozkladowi gçstosci obci^zenia ogniowego cech jednego z rozkladów zmiennych specyfikowanych jako wartosci ekstremalne, w tym w szczególnosci rozkladu Gumbela [17] lub rozkladu Weibulla [1S]. Wykazano przy tym, ze dopasowanie do rozkladu empirycznego w przypadku obu tych rozkladów jest wystarczaj^co dobre, niemniej jednak rozklad Weibulla daje najlepsze dopasowanie (w sensie testu Kolmogorowa-Smirnowa) przy wykorzystaniu do zbierania danych metody inwentaryzacji posredniej natomiast rozklad Gumbela - metody bezposred-niego wazenia. Poza tym za rozkladem typu ekstremalnego
D01:10.12845/bitp.44.4.2016.9
przemawia obserwowana skosnosc otrzymywanych z inspek-cji rozkladów empirycznych.
6. Normowa interpretacja wartosci charakterystycznej g^stosci obci^zenia ogniowego
Zarówno w eurokodzie [2], jak i w normie [6] losowa g^stosc obci^zenia ogniowego strefy pozarowej qf charakte-ryzowana jest rozkladem prawdopodobienstwa Gumbela. Oznacza to, ze jej wartosc charakterystyczna q^ zdefiniowa-na zostala jako kwantyl tego rozkladu okreslony na;poziomie prawdopodobienstwa nieprzew'zszenia p. W celu wyspecy-fikowania tej wartosci nalezy najpierw wyznacz^waoto^ sredni^ q i odchylenie standardowe a^ z prób^poslugu^c si§ formuiami:
df = If, f k df,c oraz Oqf =ff~j kar0fk iei)
w których g^stosc q,f zwi^zana jest z matoriataem jj^lnymi 'wbudo'wanm'mi'vsr streW poztrow^ (f xod^rn load), ^iito^iasit gastóse q^. a potónqfooym pallwew sianowincym ruchóme betyjj^^íazeípii^ Oej str^íer trorimozrn Cui fool). kro-
klem jtsst f:a;ce;l:Csi?,an)e lyod paoomofrow nee odpowrndacene ion fiae-tn^itSi-cc ooat-1anu Gumbelaa coyd male o Sinoamt slnevy wartoscnajo)a)fiq w pr^^ntym da enalry
okresia otkrieekmal1 gumbelowskk ockhlome ^'tíiinsl^odoj'Víc «O Otoswl0lat^r^ioznttirrL^lcodi;;momontowpra^d6Hstyconfu [t5(, oii^z^npois^ s>rrj:
tac
tt"0 - qsce—csof
do
0/
- 0,45cr.
O
zq o° =
no
eqq ==
(o)
proa czym wsgiSlczynnigCi 01=6 )eat l;£iSs attian| tcaty lOielora. Poszukiwzny kwantyl o , czyH caka wartoir tocuwoj gfo00 fi, któea nt locowel zeal^z.ac:Si moze zosZea nso^c(yiiz;^:a(rna o oa^ tOsnom prowdopongbrontCwzm o (a to oontczo, 0e n(e Cooe^ cna przowyzszonc z prawdonodkdtcñl1oaem l = t - qj, rayo oczcI 0= z cakznoro0
qmo = qn -lottcl
br[-lnOa)] =
ti óei - ^ naf Oft,ouu -k l^o^ loOlOi
o a o
i a)
Pozosta;jei:mtaHcmiarada-ny jioziom pa;clgOo]i)odoOie)i-soons _°l. W onekrio ll lOo eurokadn [02] jlczyl
li]L;o, 1= wattolo olila^a^te:t"il^ty(^z:oi;i la CorO t-kon ^^a;yninen ^o;r)i3mrno iosowej znstotá 0= ^oiidaicg^o nicprzewyzsaznio w (o^ sonoj rea^acji jem1 ^orantowaoe z ^owdipodobunstwem .ti0 to zznaoice ir^ tl = OK o ootem ( = s [] o,C to 0ty. ^k arbo talno u^de^zr^ie inusizi z^rCsza:zi;n^o^ ^wiom o htoe0 westzsy gsawzodadobtpniowy q noeea^icn^ zzoi^^i] wyrceeyldkowooe wo-anon o izczagóoowa anaCie ryzyka :=i-ini(;jotic^nio polarU: orieco T oznocza okres rtoisiooSu wortoo chаrenlrryctnczneа to аnаczyseedn) (^zatlo(^oo^s^y w lata^) oomiodoy l)o^^inyioii ncaewo^^^onlkm1 zca^trsci i]^ = óylocl= p-:^-1 zaóy:ieniu paew-dzfs0(Czi^i^Iil1wa etriz zmiomo i^^ w az,zclzy zi^chndzi;
o wz(q= eolr,=l1l:=tp-
co daje:
wc
(nc)
SaSart^^cc r posvinnoa los; r]Cir0noz2(^inLl^m^;lrii praivzl1^z)0( dobienstwa zawodu, rozumianego z reguly jako wycze^rjizniis
w pozarze mozliwosci bezpiecznego przenoszenia przylo-zonych do konstrukcji obci^zen zewn^trznych wraz z ob-ci^zeniami generowanymi na skutek ograniczenia swobody odksztalcen indukowanych termicznie. Nie kazde jednak przewyzszenie wartosci charakterystycznej q^ konczy si§ katastrof^ ustroju nosnego. Jezeli chcemy, aby prawdopodo-bienstwo q bylo miar^ prawdopodobienstwa tego rodzaju katastrofy, spowodowanej przez pozar, który w danej strefie pozarowej zostal wczesniej zainicjowany, to musi byc ono iloczynem prawdopodobienstwa zainicjowania pozaru qM oraz warunkowego prawdopodobienstwa awarii q^aí¡, przy wa-ruc^l^ii ze awaria ta nast^pife na skutek tego wlaenie ^Ycr^^sc prawdopodobienstwa qM okresla si§ przez cz^tosc ruy^^t^a^i^olwanÍ£i j^ozarów f , wyrazon^ w liczbie na
rek c^ m^^r l<w£ido-at:owy stkteify pozarowej o danym sprsobie uicnts^OTvnn^^a. Chodyiprz^ym o f^oza^ry i^t^o^no (31-iss bozpie-cezsai^clswo a^etri^isio^o^nego,Ua^io ^\taane struciurally oigerfiianf _iz^ea,n^(3 oor o ilokalnoincydentypozcrowr. Cr^sto-ia:
tez poans^ts u zestac )^st:neooa o^^ ]°)S)Ustossttr reprezeaoatywnyds enaj^ois s:i^t^siyc-^no'uie. iejieoi wielkosc/r ssEiatr^oii si^ tsoóet^(tí]i;is1 Caz] ioOa :z.eidz =s =0^ jayelsicie .=..1: dn.erzonri :as s^a jsotvóei'^cisni0 pasCogi iiio^tsi]nitu^i s^a^lo' .odocozoée, :u^ollcaelicoso^^ip) ru 1nt:e^ ^esU)jjlc(em) ua^ b^slynku (oatoo :d¡ert^tlnotic ((Lü, t^o miar^ szas ^tLeé(ti_i( lc)o-szie atcz1)a ttnttoi-Oicii no rok. A zat^m:
qioi o qiui]1 o^itddi
(lzsi
]ya]e;^ii sauitaia:^ti^ii, t0^ us oiiz(ttiu pr atn^tW oa zn^oW oi^srn^o
e]s: =: ]].is o isa1o^n isterpeetzwzslio1ua 81)00 oza
mries; ^o rltcjedyncze^o torso zi^1;^n^sto ietlnonodó^nuiiii okireru eekinou^l^osoygo, ts^a; ras aio ersil^ego cz^el;r siissctyiswtinisi Otsdyts ó;U: ezetwis]t^<i, yznstcó ^^ r]iareoaO ^ojaut ^Oala w cea¡o-ele1 a eoítc niyOkowania yttynoti eio OeiC, Uo prówУtnodoУieñoi:wo odnia^s](ina (Oz teao ceatu ms z^;tnOo!^e; a. . . lakaza:
ct-ai, r
n ttl]tíгu)'t(
eczi
(Sl dnu:t;io^ steony, ot :ell:repitai:Ot loontues [s] zaklaai ^is, te ro^i^r^ 1wаrunSl0lA^ed0 pudwdanadobieñs1guoUeol ÍCWOSZO^S^O wuoce'iit sa^Si"o[^ noííyettti w poraum, ls]l(:)rs m i^o^zi^£^1;:s^(et]sn^j oercfió ^):i:(ei-o]iaet (zo^t^l ef,eze^nlej :aeicsiíjioeoan^. nyzykz t:o ^i]l s)jsn]:lotam R( p>r:z;s( lllnejsu t;;oc^ae;Zloojíne^
Oanych[ ustnin n£i rj^ule[пl too^ioenin o • SOsI no ro^. Tat ti^0^«: o^[11oye(i:rnie:
Rr
Cp Cío0 it foil p RR- (12)
J as
^o pa j;^Lttr:z;g^(^c]ls((:^::llu ^oroaoru Of)t tRiozwala zapisac, ze:
: jjiRr,r : ORr
k
(13)
Kom^in:;^oS;a wl^ot^1vlr io0 (8), alo erza-
ci:iwsnla rocapitoCyi ch)^l[^]]1l0^z)ts:|;zse:^aol oa.tioiím^íi l0( 10]зyst;^ci:
i10 l0'eciiísSiO'veanelsz
cm:
(- ye
: qn~—Gof
~ — anf <|0,0UU + lm
-lm
f*
r zo e
(14)
CooíícUoí/)- nei^l)odiijnz ctla t:taozc:oeyZt1cycdo typoo sl:o-^f i)^C:orul)[Zy((lt ooz^aeowau o empioienme jai jias^lddlutz:
z i:(i[U;ra s ^()^i^rl^oz);nia-^t:^ne[losze - 0 iio:0or0lt^^l^ nzUizo no2 ni^ ijog:i
z pzmirzzezzwjo lzu^Ou r^ijg;i(neuo so it uOzOí0W n^ miУ(dn ooz n so ^0(Si
^ ¡3^rnses^cz[i;n)a u)0li4zaní) 0 konsumpojo ^ í^s ísoz^i(iSw cur
mil)zn mt na e-oüa, a -romieozczonéa ^ozuiznaezone do o — 10 o[f^o^(5sy
na mUwn ew^ /0 ro4^,
ИССЛЕДОВАНИЯ И РАЗВИТИЕ
• pomieszczenia do opieki nad chorymi - 16 pozarów na milion m2 na rok,
• pomieszczenia przeznaczone do handlu - 16 pozarów na milion m2 na rok,
• pomieszczenia typu hotelowego - 43 pozary na milion m2 na rok,
• inne obiekty uzytecznosci publicznej - 10 pozarów na milion m2 na rok.
D0I:10.12845/bitp.44.4.2016.9
Wartosci te przed zastosowaniem ich w zaleznosci (14) musz^ zostac skorygowane do wartosci f*s = f z uwagi na rodzaj konstrukcji i sposób jej zabezpieczenia przed ogniem. Wspólczynniki korekcyjne x podano w odpo-wiednich tabelach przypisanych do poszczególnych typów miarodajnej strefy pozarowej. Przykladow^ tabelç odnie-sion^ do pomieszczen biurowych zamieszczono ponizej (tabela 2).
Tabela 2. Wspolczynniki x redukuj^ce czçstosc f specyfikowane dla pomieszczen biurowych (wedlug [6]) Table 2. Coefficients x reducing the frequency f specified for offices (according to [6])
Typ konstrukcji / Type of construction Brak systemu alarmowego. Brak instalacji tryskaczowej I No alarm system. No sprinkler system Brak systemu alarmowego. Zastosowana instalacja tryskaczowa I No alarm system. Applied sprinkler system Zastosowano system alarmowy. Brak instalacji tryskaczowej / Applied alarm system. No sprinkler system Zastosowano system alarmowy. Zastosowano instalacji tryskaczow^ / An alarm system applied. Sprinkler system applied
Odporna na ogien/ fire resistant 0,13 0,04 0,07 0,03
Chroniona przed ogniem, niepalna / protected, noncombustible 0,15 0,05 0,06 0,03
Niechroniona przed ogniem, niepalna / unprotected, noncombustible 0,19 0,07 0,10 0,05
Chroniona przed ogniem, zawieraj^ca elementy palne / protected, containing combustible elements 0,21 0,03 0,10 0,04
Niechroniona przed ogniem, zawieraj^ca elementy palne / unprotected, containing combustible elements 0,30 0,11 0,17 0,07
Rama drewniana chroniona przed ogniem / protected wood frame 0,30 0,13 0,18 0,08
Rama drewniana niechroniona przed ogniem / unprotected wood frame 0,37 0,12 0,20 0,07
Tabela 3. Oszacowania wartosci charakterystycznej q^JMJ/m2] rekomendowane w [2] (liczone jako górny kwantyl rozkladu Gumbela przy róznym poziomie prawdopodobienstwa nieprzewyzszenia p)
Table 3. Estimates of the characteristic value q^JMJ/m2] recommended in [2] (computed as an upper quantile of Gumbel probability distribution when various probability values of not exceeding p are assumed)
Sposôb uzytkowania strefy pozarowej / Fire zone facility utilization Srednia z próby I Sample mean ^[MJIm2] Odchylenie standardowe z próby I Sample standard deviation q^JMJ/m2] oszacowane jako gorny kwantyl rozkladu Gumbela na poziomie: q^JMJ/m2] estimated as the upper quantile for the Gumbel distribution at the level:
fff[MJIm2] p = S0% p = 90% p = 95%
Mieszkania / Residential — 7S0 234 94S 10S5 1217
accommodation (apartments)
Sale szpitalne / Hospital rooms 230 б9 2S0 320 359
Pokoje hotelowe / Hotel rooms 310 93 377 431 4S4
Biblioteki / Libraries 1500 450 1S24 20S7 2340
Biura / Offices 420 12б 511 5S4 б55
Sale szkolne / School classrooms 2S5 S5,5 347 397 445
Centra handlowe / Shopping centres б00 1S0 730 S35 93б
Kina, teatry / Cinemas, theatres 300 90 3б5 417 46S
Budynki do obslugi komunikacyjnej w czçsci dostçpnej dla ruchu publicznego (np. dworce autobusowe lub kolejowe) / Transport communication buildings accessible by the public (e.g. bus terminals or railway stations) 100 100 122 139 15б
Oszacowania wartosci charakterystycznej qfk rekomendo-wane w eurokodzie [2] jako górny kwantyl rozkladu Gumbela z prawdopodobienstwem nieprzewyzszenia w losowej reali-zacji gwarantowanym na poziomie 80% zestawiono w tabe-li 3. Dodatkowo podano w niej wartosci odpowiadaj^ce pod-wyzszonym wymogom bezpieczenstwa, to znaczy wyzszym wartosciom prawdopodobienstwa p (czyli odpowiednio 90% i 95%), zalecanym do stosowania przez wielu autorów. Na-lezy jednak podkreslic, ze w tym przypadku miarodajne do przeprowadzania analizy nosnosci w pozarze nie s^ wartosci charakterystyczne qfk a na ogól rózne od nich (choc nieko-niecznie wiçksze) wartosci obliczeniowe qfd, otrzymywane przez przemnozenie wartosci charakterystycznych przez wspólczynniki (mniejsze lub wiçksze od 1) kwantyfikuj^ce warunki prowadzenia akcji gasniczej. Maj^ one interpretacjç wspólczynników warunków pracy i konsekwencji zniszcze-nia, znanych z klasycznego ujçcia metody stanów granicz-nych [21]. Szczególowe omówienie tej kwestii wymaga jednak osobnego opracowania.
7. Uwagi koncowe
Niniejszy artykul stanowi rozszerzon^ wersjç (poprze-dzaj^ go bowiem prace [19] i [20]) komentarza autora do stosowanych w praktyce inzynierskiej procedur specyfikacji reprezentatywnej wartosci gçstosci obci^zenia ogniowego strefy pozarowej, miarodajnej do prognozowania realnego poziomu bezpieczenstwa w pozarze. W przypadku konkret-nej strefy pozarowej zalecanym sposobem postçpowania jest przeprowadzenie tradycyjnej inwentaryzacji, poniewaz daje ona w powszechnym odczuciu wynik najbardziej wiarygod-ny. Wynik ten reprezentuje wartosc nominaln^ pochodz^c^ z pomiarów, a wiçc uwzglçdniaj^c^ materialy faktycznie zgro-madzone w badanej strefie, a takze ich zastane rozmieszcze-nie. Tego typu konstatacja nie zawsze musi byc jednak praw-dziwa. Wykazano bowiem, ze sama technika prowadzenia inwentaryzacji ma zasadniczy wplyw na otrzymane oszaco-wanie. Jest on na tyle duzy, ze w zadnym razie nie moze byc bagatelizowany. Z tego wzglçdu nagl^c^ potrzeb^ staje siç opracowanie jednoznacznych wytycznych w tym zakresie, re-komendowanych do stosowania w krajowej praktyce projek-towej. Zauwazmy równiez, ze ocena ilosciowa uzyskana z inwentaryzacji, czyli w sposób bezposredni, bçdzie wiarygodna w zasadzie tylko przez stosunkowo krótki czas, licz^c od mo-mentu jej przeprowadzenia. Jakakolwiek zmiana w sposobie uzytkowania strefy pozarowej, a nawet samo tylko uzupelnie-nie zgromadzonych w tej strefie materialów palnych, skutkuje bowiem zakwestionowaniem wyniku uzyskanego wczesniej. W swietle przytoczonych powyzej argumentów tradycyjna procedura postçpowania wydaje siç podejsciem malo prak-tycznym i niew^tpliwie zmudnym. Alternatywnym rozwi^-zaniem, rekomendowanym do stosowania w zaleceniach i przepisach dotycz^cych oceny bezpieczenstwa pozarowego, w tym w szczególnosci w normach [2] i [5], jest zast^pienie konwencjonalnego podejscia deterministycznego analizy o charakterze probabilistycznym. Pozwala ona na dobrze uzasadnione statystycznie kalibrowanie wartosci charaktery-stycznej gçstosci obci^zenia ogniowego potraktowanej w tym przypadku jako zmienna losowa. Trzeba jednak uwzglçdnic fakt, ze tego typu wartosc miarodajna jest reprezentatywna raczej dla formalnie jednorodnej grupy stref pozarowych o okreslonym sposobie uzytkowania, nie zas dla konkretnej strefy pozarowej wyodrçbnionej z budynku wybranego do analizy. Niemniej jednak wiarygodnosc uzyskanych w ten sposób wyników zostala wielokrotnie zweryfikowana ekspe-rymentalnie, choc jest to oczywiscie jedynie potwierdzenie o charakterze statystycznym. W rozwazaniach na temat pole-canej do stosowania w tym zakresie procedury probabilistycz-
D01:10.12845/bitp.44.4.2016.9
nej autor sklania siç do rekomendowania algorytmu amery-kanskiego, sformalizowanego w normie [5]. W odroznieniu od analogicznego podejscia europejskiego [2] uwzglçdnia siç w nim bowiem oszacowane na odpowiednio duzej probie statystycznej ryzyko zawodu rozumianego jako przewyzsze-nie w losowej realizacji wyspecyfikowanej wczesniej wartosci charakterystycznej, roznicowane w zaleznosci od sposobu uzytkowania rozwazanej strefy pozarowej, w tym takze od rodzaju konstrukcji nosnej tworz^cej i ograniczaj^cej tç strefç oraz od sposobu jej ochrony przed bezposredni^ ekspozyj ogniow^. Proste przenoszenie amerykanskich oszacowan ryzyka tego rodzaju na grunt europejski wydaje siç jednak mocno ryzykowne. Inna jest bowiem specyfika rozwi^zan materialowo-konstrukcyjnych stosowanych na Starym Kon-tynencie, inne chyba rowniez uwarunkowania kulturowe wplywaj^ce na sposob uzytkowania budynkow, inne takze przepisy prawne. Poza tym z oczywistych wzglçdow, przede wszystkim natury ekonomicznej, trudno konstruowac jedno-lite wymagania dla wszystkich, rozni^cych siç przeciez znacz-nie miçdzy sob^, krajow europejskich. Wprowadzenie nieco bardziej rozbudowanej analizy ryzyka do algorytmu postçpowania rekomendowanego w eurokodzie [2] wymagaloby zatem wczesniejszego przygotowania dostosowanego do re-aliow materialu statystycznego. Niew^tpliwie poprawiloby to wiarygodnosc uzyskiwanych oszacowan, choc z drugiej stro-ny taka, stosunkowo niewielka, komplikacja procedury obli-czeniowej moglaby wywolac opor w srodowisku specjalistow zajmuj^cych siç ocen^ bezpieczenstwa w pozarze. Czytelnosc interpretacji miarodajnej wartosci charakterystycznej qfk wymaga przy tym dodania dwoch zalozen upraszczaj^cych. Po pierwsze trzeba przyj^c, ze wartosc ustalona z obliczen staty-stycznych (lub w jakikolwiek inny merytorycznie uzasadnio-ny sposob) jest rownomiernie rozlozona na calej powierzchni rozpatrywanej strefy pozarowej, co w rzeczywistosci na ogol nie jest prawd^. Po drugie zakiada siç, choc jest to zalozenie konserwatywne, ze wszystkie materialy brane pod uwagç przy ustalaniu tej wartosci zostan^ faktycznie spalone w pozarze, co niekoniecznie musi miec miejsce.
Literatura
[1] PN-B-02852:2001 Ochrona przeciwpozarowa budynkow. Obliczanie gçstosci obci^zenia ogniowego oraz wyznaczanie wzglçdnego czasu trwania pozaru.
[2] PN-EN 1991-1-2. Eurokod 1. Oddzialywania na konstrukcje. Czçsc 1-2: Oddzialywania na konstrukcje w warunkach pozaru.
[3] Yii H.W., Effect of surface area and thickness on fire load. Fire Engineering Research Report 2000/13, University of Canterbury, Christchurch, New Zealand, March 2000, ISSN 1173-5996.
[4] Khorasani N.E., Garlock M., Gardoni P., Fire load: Survey data, recent standards and probabilistic models for office buildings, "Engineering Structures" 2014, 58, 152-165.
[5] NFPA 557 - Standard for determination of fire loads for use in structural fire protection design, 2012 Edition, National Fire Protection Association, Quincy, MA 02169-7471, USA.
[6] Zalok E., Eduful J.,Assessment of fuel load survey methodologies and its impact on fire load data, "Fire Safety Journal", 2013, 62, 299-310.
[7] National Fire Protection Association (NFPA) - Validation of methodologies to determine fire load for use in structural fire protection - final report. The fire protection research foundation
- research on support of the NFPA mission. Carleton University, May 2011.
[8] Culver C., Characteristics of fire loads in office buildings, "Journal of Fire Technology", 14(1), 1978, 51-60.
[9] VKF and AEAI - Note explicative de protection incendie
- Evaluation en vue de la determination de la grandeur des compartiments coupe-feu. Vereinigung Kantonaler Feuerversicherungen (VKF) and Association des établissements cantonaux d'assurance incendie (AEAI), 2007.
ИССЛЕДОВАНИЯ И РАЗВИТИЕ
[10] Kumar S., Rao C.V.S.K., Fire loads in office buildings, "Journal of Structural Engineering" 1997, 123(3), 365-368.
[11] Hietaniemi J., Mikkola E., Design fires for fire safety engineering, VTT Working Paper 139, VTT, Finland 2010.
[12] Holm C., Oksanen P., Palokuorman maara kerrostalojen asuinhuoneistoissa, "Palontorjuntatekniikka" 1970, 2, 1-4.
[13] Campbel J.A., Confinement of fire in buildings. Fire Protection Handbook, NFPA Handbook, USA 1981.
[14] Bwalya A.C., An extended survey of combustible contents in Canadian residential living rooms. Research Report No 176, National Research Council, Ottawa, Canada 2004.
[15] Murzewski J., Niezawodnosc konstrukcji inzynierskich, Arkady, Warszawa 1989.
[16] Bwalya A. C., Sultan M., Benichou N., A pilot survey of fire loads in Canadian homes, Research Report No 159, National Research Council, Ottawa, Canada 2004.
[17] Ramachandran G., Properties of extreme order statistics and application in fire protection and insurance problems, Fire Safety Journal" 1982, 5(1), 59-76.
D01:10.12845/bitp.44.4.2016.9
[18] Korpela K., Kushner J., Fire loads in office buildings, [in:] Proceedings of the 3rd International Conference on Performance-Based Codes and Fire Safety Design Methods, Society of Fire Protection Engineers (SFPE), Bethesda, USA 2000.
[19] Maslak M., Probabilistyczna interpretacja wartosci charakterystycznej losowej gçstosci obciqzenia ogniowego strefy pozarowej, „Materialy Budowlane" 2014, 10, 90-92.
[20] Maslak M., Characteristic value of the random fire load density. Probability-based specification depending on the way how the building compartment is used, [in:] Proceedings ofthe International Conference "Applications of Structural Fire Engineering (ASFE 2015), F. Wald, I. Burgess, M. Jelcic Rukavina, D. Bjegovic, K. Horova (eds.), Dubrovnik, Croatia, October 15-16, 2015, Czech Technical University in Prague, Czech Republic 2015, 68-73.
[21] Maslak M., Trwaloscpozarowa stalowych konstrukcji prçtowych, [w:] Monografia 370, Seria Inzynieria Lqdowa, Wydawnictwo Politechniki Krakowskiej, Krakow 2008.
* * *
dr hab. inz. Mariusz Maslak, prof. PK - profesor nadzwyczajny w Katedrze Konstrukcji Metalowych na Wydziale Inzynierii L^dowej Politechniki Krakowskiej. Zajmuje siç ksztaltowaniem, utrzymaniem i weryfikaj stanu bezpieczenstwa roznego typu stalowych ustrojow nosnych ze szczegolnym uwzglçdnieniem zachowania siç tego typu konstrukcji w warunkach ekspozycji ogniowej. Czlonek International Association for Fire Safety Science (IAFSS). Z ramienia Polski czlonek Technical Committee 3 (TC3): "Fire Safety" przy European Convention for Constructional Steelwork (ECCS), a takze czlonek Komitetu Technicznego CEN TC 250/SC3: „Evolution Group Eurocode 3, Part 1-2". W latach 2010-2014 czlonek Komitetu Zarz^dzaj^cego Miçdzynaro-dowego Projektu Badawczego COST TU0904 „Integrated Fire Engineering and Response". Od roku 2014 czlonek Komitetu Za-rz^dzaj^cego Miçdzynarodowego Projektu Badawczego COST TU1402 „Quantifying the Value of Structural Health Monitoring. Kierownik grantu badawczego wlasnego N N506 243938 „Miary bezpieczenstwa i ich wzajemne relacje w wyj^tkowej sytuacji projektowej pozaru rozwiniçtego" (rowniez w latach 2010-2014).
