» Luận Văn - Báo Cáo

» Báo cáo khoa học

Báo cáo nghiên cứu khoa học: "ĐỀ XUẤT GIẢI PHÁP ĐÁNH GIÁ ĐỘ ỔN ĐỊNH MỐC CHUẨN DỰA VÀO KẾT QUẢ BÌNH SAI DÃY CHÊNH CAO ĐO NHIỀU CHU KỲ"

Chia sẻ: Nguyễn Phương Hà Linh Halinh | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:3

0

Báo xấu

55
lượt xem 8
download

Báo cáo nghiên cứu khoa học: "ĐỀ XUẤT GIẢI PHÁP ĐÁNH GIÁ ĐỘ ỔN ĐỊNH MỐC CHUẨN DỰA VÀO KẾT QUẢ BÌNH SAI DÃY CHÊNH CAO ĐO NHIỀU CHU KỲ"

Mô tả tài liệu

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Đặt vấn đề Cho đến nay đã tồn tại nhiều phương pháp đánh giá độ ổn định các mốc của lưới mốc chuẩn trong đo lún công trình. Ngoại trừ một vài phương pháp có khối lượng tính toán lớn thì hầu hết các phương pháp tập trung đánh giá độ ổn định của mốc chuẩn của hai chu kỳ.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Báo cáo nghiên cứu khoa học: "ĐỀ XUẤT GIẢI PHÁP ĐÁNH GIÁ ĐỘ ỔN ĐỊNH MỐC CHUẨN DỰA VÀO KẾT QUẢ BÌNH SAI DÃY CHÊNH CAO ĐO NHIỀU CHU KỲ"

ĐỀ XUẤT GIẢI PHÁP ĐÁNH GIÁ ĐỘ ỔN ĐỊNH MỐC CHUẨN DỰA VÀO KẾT QUẢ BÌNH SAI DÃY CHÊNH CAO ĐO NHIỀU CHU KỲ KS. TỐNG THỊ HẠNH Học viện Kỹ thuật Quân sự PGS. TS. TRƯƠNG QUANG HIẾU Trường Đại học Mỏ - Địa chất 1. Đặt vấn đề Cho đến nay đã t ồn tại nhiều phương pháp đánh giá độ ổn định các mốc của lưới mốc chuẩn trong đo lún công trình. Ngoại trừ một vài phương pháp có khối lượng tính toán lớn thì hầu hết các phương pháp tập trung đánh giá độ ổn định của mốc chuẩn của hai chu kỳ. Đánh giá độ ổn định các mốc c huẩn dựa v ào kết quả đo nhiều chu kỳ là vấn đề cần đư ợc quan tâm. D ư ới đây chúng tôi đề xuất một ph ương pháp đánh giá đ ộ ổn định mốc chuẩn nhiều chu kỳ tr ên cơ sở bài toán kiểm định thống kê. 2. Nội dung Để xây dựng nội dung của phương pháp ta gi ả thiết c ó một mạng l ư ới có p mốc chuẩn đư ợc đo n chu kỳ. Sau khi bình sai dãy chênh cao đo c ủa các chu kỳ tr ên với giả thiết nhận cố định một điểm kh ởi tính chúng ta sẽ thu đư ợc các kết quả sau bình sai: - Sai s ố trung ph ương tr ọng số đơn vị của từng chu kỳ đo:  oi ( i  1  n ); - Đ ộ cao bình sai c ủa các mốc: Hj  ( i  1  n ; j  1  p ); i ( i  1  n ; j  1  p ). - Tr ọng số đảo của độ cao các mốc: Q (i ) Hj Vấn đề đặt ra là dựa vào các kết quả bình sai này chúng ta đ ánh giá độ ổn định của các mốc ( j  1  p ) theo phương pháp nào? Giải quyết bài toán trên, ngư ời ta có thể dùng phươn g pháp phân tích tương quan [2] nhưng sử dụng phương pháp này khối lư ợng tính toán quá lớn, đặc biệt trong trư ờng hợp l ư ới mốc chuẩn có nhiều mốc. Nội dung của ph ương pháp chúng tôi đề suất là dựa v ào các kết quả bình sai trên chúng ta tính   đư ợc độ lún  j và tr ọng số đảo độ lún Q  của các mốc ( j  1  p ), sau đó dùng bài toán kiểm định j th ống k ê có luật phân bố D – Simon đ ể kiểm tra độ ổn định của mốc. Nội dung phương pháp này gồm các bư ớc: Bư ớc 1: Tính độ lún ji k   H*j k   H ji  dựa vào m ột trong các phương pháp đã bi ết. Trong bài báo ch úng tôi dùng phương pháp m ặt chuẩn độ cao trung bình c ủa Trernhicov. Bư ớc 2: Tính trọng số đảo độ lún theo công thức: Q  Q i  Q k  j Hj Hj (1) Từ các kết quả tính các bư ớc (1) và (2) chúng ta nhận thấy với mỗi mốc ( j  1  p ) sẽ có dãy độ lún tính theo hai chu kỳ với trọng số đảo độ lún tương ứng. Nếu tách từng mốc để khảo sát độ ổn định, ví dụ mốc (j = u) ta sẽ có: Giá trị độ lún Tr ọng số đảo độ lún 1 Q1 2 Q2 … .. … .. Q  n 1  n 1 Do trọng số đảo độ lún của cùng m ột mốc trong từng cặp chu kỳ là khác nhau nên dãy đ ộ lún trên là không cùng đ ộ chính xác. Để kiểm tra độ ổn định của d ãy độ lún khác độ chính xác tr ên chúng ta đưa về dãy đại lư ợng t ương ứng c ùng độ chính xác theo phương pháp cân bằng trọng số bằng cách tạo các giá tr ị:
   z P z (2) (z  1  (n  1)) z Tr ọng số P z có th ể nhận theo nhiều cách nhưng đơn gi ản nhất ta nhận: 1 (3) Pz  Qz Với giả thiết mốc c ơ s ở đư ợc xác định với sai số trung phương (khi lư ới có 1 cấp c ơ s ở) dựa vào công thức:   yÕu (4)  CS  1+K 2 Nghĩa là chúng ta biết đư ợc  CS . Từ tài liệu tham khảo [1], để xây dựng bài toán ki ểm định thống k ê trong trư ờng hợp n ày ta tạo giả thi ết thống kê H o : m ốc u ổn định. Hay H o :   0 (z  1  (n  1)) z Đối thiết H1 lúc này s ẽ là H1 : m ốc u không ổn định. Ki ểm định giả thiết thống kê trên ta c h ọn quy tắc l à đại lư ợng thống kê: R (5) D  max   CS R max   ax   Trong đó: m min   ax   max ;    0 m min Trị tới hạn d  ,(n 1) đư ợc tra từ bảng phân bố D -Simon. Từ đó sẽ tìm đư ợc trị tới hạn của hiệu chênh: R tíi h¹n  d ,(n 1) . (6) cs Ứng với mốc chuẩn nào có R max  R tíi h¹n thì m ốc đó đư ợc coi là ổ n định. N gư ợc lại thì m ốc đó không ổn định. 3. Tính toán thực nghiệm Để minh hoạ cho nội dung tr ên, chúng tôi kiểm tra độ ổn định của 3 mốc 1,2,3 của l ư ới m ốc chuẩn ở hình 1. Lư ới m ốc chuẩn n ày đư ợc xây dựng nhằm đo lún công tr ình v ới độ chính xác   1mm yÕu nghĩa l à   0.32mm . CS Lư ới đư ợc đo 10 chu kỳ, số liệu đo ghi ở bảng sau: hi h1 ( m) STM h2 (m) STM h3 ( m) STM CKỳ 2 1 3.0532 4 2.4586 2 5.5110 8 h1 2 3.0513 4 2.4595 2 5.5098 8 3 3.0482 4 2.4622 2 5.5112 8 h2 4 3.0478 4 2.4621 2 5.5107 8 1 5 3.0443 4 2.4676 2 5.5113 8 6 3.0417 4 2.4699 2 5.5109 8 h3 7 3.0409 4 2.4705 2 5.5122 8 3 8 3.0381 4 2.4721 2 5.5111 8 Sơ đồ lư ới thực nghiệm 9 3.0372 4 2.4737 2 5.5118 8 10 3.0365 4 2.4740 2 5.5099 8 K ết quả tính toán thực nghiệm: - Kết quả bình sai lư ới thực nghiệm của 10 chu kỳ khi nhận điểm 1 có H1  10.000m l àm đi ểm kh ởi tính chung ghi ở bảng dư ới đây: QH QH QH2 C hu k ỳ H1 (m) H2 ( m) H3 ( m) 3 1 9.9999 13.0529 1 5.5114 1.2063 0.6349 0.8254 1
9.9999 13.0509 1 5.5102 1.2063 0.6349 0.8254 2 1 0.0001 13.0484 1 5.5107 1.2063 0.6349 0.8254 3 1 0.0001 13.0481 1 5.5103 1.2063 0.6349 0.8254 4 9.9999 13.0441 1 5.5116 1.2063 0.6349 0.8254 5 9.9999 13.0414 1 5.5112 1.2063 0.6349 0.8254 6 1 0.0001 13.0412 1 5.5118 1.2063 0.6349 0.8254 7 1 0.0001 13.0384 1 5.5107 1.2063 0.6349 0.8254 8 1 0.0001 13.0375 1 5.5114 1.2063 0.6349 0.8254 9 9.9999 13.0363 1 5.5102 1.2063 0.6349 0.8254 10 - Kết quả tính độ lún, trọng số độ lún v à đ ộ lún sau khi cân bằng trọng số:  2  P 2 P 3 P1 1 2 3 1 3 C hu k ỳ (mm) ( mm) ( mm) ( mm) ( mm) (mm) (mm) (mm) ( mm) 1.06 -0.97 -0.09 0.41 0.79 0.61 0.68 -0.86 -0.07 1- 2 0.74 -1.83 1.09 0.41 0.79 0.61 0.48 -1.62 0.85 2- 3 0.25 -0.09 -0.16 0.41 0.79 0.61 0.16 -0.08 -0.13 3- 4 0.83 -3.07 2.23 0.41 0.79 0.61 0.54 -2.72 1.74 4- 5 0.99 -1.64 0.65 0.41 0.79 0.61 0.64 -1.45 0.50 5- 6 -0.02 -0.40 0.42 0.41 0.79 0.61 -0.02 -0.35 0.33 6- 7 1.31 -1.46 0.15 0.41 0.79 0.61 0.84 -1.30 0.12 7- 8 0.07 -0.83 0.77 0.41 0.79 0.61 0.04 -0.74 0.60 8- 9 0.72 -0.40 -0.32 0.41 0.79 0.61 0.47 -0.36 -0.25 9- 10 - Đánh giá đ ộ ổn định các mốc Từ bảng 3 tính đư ợc hiệu chênh cực đại của các mốc là: R1max = 0.84 R2max = 2.72 R3max = 1.74 C họn mức tin cậy   0.05 , tra bảng phân bố D – Simon ta có d  , n 1  d 0.05,9  4.39 . Gi ả thiết lư ới c ơ s ở này đư ợc xây dựng nhằm đo lún công tr ình với độ chính xác    1mm yÕu nghĩa l à   0.32mm thì trị tới hạn của hiệu ch ênh cực đại là: CS R tíi h¹n  d  ,( n 1) .cs  1.4 1 So sánh đ ộ lệch cực đại của các mốc với trị tới hạn rút ra kết luận: R1max < R tíi h¹n : mốc 1 là ổn định; R2max > R tíi h¹n : mốc 2 không ổn định; R3max > R tíi h¹n : mốc 3 không ổn định. 4. Kết luận Từ nội dung của bài báo chúng tôi có một số nhận xét: - Vi ệc đánh giá độ ổn định mốc chuẩn n hiều chu kỳ nhằm khẳng định tính lún ổn định của các m ốc; - Phương pháp dùng bài toán ki ểm định thống kê với luật phân bố D – S imon có kh ối lư ợng tính toán ít và ph ản ánh đúng bản chất của bài toán đánh giá độ ổn định của mốc chuẩn trong đo lún công trình. TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. TRƯƠNG QUANG HI ẾU. C ơ s ở toán học của lý thuyết sai số. B ài gi ảng cao học, Đại học Mỏ – Địa chất, Hà N ội, 1996. 2. PH ẠM THỊ TUYẾT LAN. Khảo sát các phương pháp nghiên c ứ u tính ổ n định điểm độ cao lư ới kh ống chế c ơ sở trong đo lún công tr ình. Đ ồ án tốt nghiệp, Đại học Mỏ – Địa Chất, 2002.

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

LV.14: Bộ Đồ Án Tốt Nghiệp Chuyên Ngành Cơ Khí

65 tài liệu

2191 lượt tải

THÔNG TIN

TRỢ GIÚP

HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG

Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline:0933030098

Email: support@vdoc.com.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2009-2019 TaiLieu.VN. All rights reserved.