AGRESYWNOŚĆ KOROZYJNA WÓD GRUNTOWYCH - ZMIENNOŚĆ CZYNNIKÓW KOROZYJNYCH NA TLE BUDOWY GEOMORFOLOGICZNEJ WARSZAWY

Transkrypt

1 AGRESYWNOŚĆ KOROZYJNA WÓD GRUNTOWYCH - ZMIENNOŚĆ CZYNNIKÓW KOROZYJNYCH NA TLE BUDOWY GEOMORFOLOGICZNEJ WARSZAWY Marek Patakiewicz, Firma Usług Geotechnicznych GEOTOR Beton i żelbet należą do podstawowych materiałów, z których wykonywane są elementy konstrukcji budowlanych. Aby właściwie zaprojektować i wykonać trwały i niezawodnie funkcjonujący obiekt budowlany, należy rozpoznać warunki środowiskowe, w których projektowana budowla będzie funkcjonować, oraz określić, na jakie czynniki agresywne mogą być narażone poszczególne elementy konstrukcji. Różnorodne rodzaje środowisk, w jakich będzie pracować beton charakteryzowane są poprzez klasy ekspozycji betonu. W normie PN-EN 206-1:2003 wśród 18 klas ekspozycji uwzględniono także korozyjne oddziaływanie wód gruntowych, mogących poprzez swój skład chemiczny destrukcyjnie oddziaływać na beton fundamentów. Na podstawie badań składu chemicznego czwartorzędowych wód podziemnych z obszaru Warszawy przeanalizowano składniki wód gruntowych, które w warunkach zabudowy miasta mogą oddziaływać korozyjnie na fundamenty. Z wykorzystaniem narzędzi statystycznych programu STATISTICA testowano zmienność czynników korozyjnych w odniesieniu do dwóch głównych jednostek geomorfologicznych Warszawy sprawdzając, czy wody gruntowe przynależne do głównych jednostek geomorfologicznych miasta mogą charakteryzować się zróżnicowanym składem chemicznym i tym samym zróżnicowanym oddziaływaniem korozyjnym na beton. Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 63

2 Agresywne oddziaływanie wód gruntowych na beton Znajomość wielkości stężeń i istotności oddziaływań poszczególnych czynników korozyjnych pozwala na zaprojektowanie, wykonanie oraz eksploatowanie trwałych konstrukcji betonowych, o długim okresie bezawaryjnego i bezremontowego funkcjonowania. Wody gruntowe należą do grupy tych czynników, które w sposób powszechny i ciągły mogą oddziaływać na konstrukcję budowlaną zagłębioną w gruncie. Według kryteriów normy [4] w odniesieniu do wód gruntowych czynnikami o korozyjnym oddziaływaniu na konstrukcje betonowe zagłębione w gruncie są: odczyn wody (ph), agresywny CO 2, jony: NH + 4, SO 2-4, Mg 2+. W zależności od zawartości poszczególnych czynników korozyjnych norma [4] wyróżnia trzy klasy agresywności wód gruntowych: XA1 (środowisko chemicznie mało agresywne), XA2 (środowisko chemicznie średnio agresywne), XA3 (środowisko chemicznie silnie agresywne). Kryteria normowe klasyfikacji stopnia agresywności wód gruntowych przedstawiono w tabeli 1. Tabela 1. Wartości graniczne klas ekspozycji (stopni agresywności korozyjnej) agresji chemicznej wód gruntowych [4]. charakterystyka chemiczna jednostka pomiaru XA1 XA2 XA3 środowisko chemicznie mało agresywne środowisko chemicznie średnio agresywne środowisko chemicznie silnie agresywne SO 4 2 mg/l 200 i 600 > 600 i 3000 >3000 i 6000 ph - 6,5 i 5,5 <5,5 i 4,5 < 4,5 i 4,0 CO 2 agresywny mg/l 15 i 40 >40 i 100 >100 i do nasycenia NH 4 + mg/l 15 i 30 >30 i 60 >60 i 100 Mg 2+ mg/l 300 i 1000 >1000 i 3000 >3000 i do nasycenia Należy zaznaczyć, iż przy ocenie agresywności środowiska wód gruntowych stosuje się dodatkową zasadę normową, klasyfikującą środowisko do klasy o stopień wyższej, gdy dwie lub więcej charakterystyk chemicznych agresywności wskazuje na tę samą klasę. 64 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

3 Oznaczanie agresywności środowiska wód gruntowych ma duże znaczenie, szczególnie w obszarach silnie zurbanizowanych, gdzie w warunkach antropopresji i w sposób powszechny występują głęboko posadowione betonowe i żelbetowe elementy konstrukcji budowlanych, związane m.in. z wielopiętrowymi garażami podziemnymi, tunelami oraz posadowieniami pośrednimi (rys. 1). Rys. 1. Warszawa, teren wysoczyzny - przykład wzmocnienia obudowy głębokiego wykopu fundamentowego przy użyciu pali formowanych w gruncie (fot. Marek Patakiewicz). Wiedza na temat zawartości czynników korozyjnych rozpuszczonych w wodzie gruntowej pozwala na zaprojektowanie odpowiednio trwałych mieszanek betonowych, właściwy dobór kruszywa do betonów oraz na odpowiednie dostosowanie do warunków Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 65

4 środowiskowych grubości betonowych otulin wokół prętów zbrojeń konstrukcji budowlanych. Jednostki geomorfologiczne i budowa geologiczna Warszawy Główną oś hydrograficzną Warszawy stanowi rzeka Wisła, której koryto osiąga szerokość od ok. 0,6 km (na północy miasta) do 1 km (w części południowej). Działalność erozyjno-sedymentacyjna Wisły miała wpływ na powstanie wyraźnie zaznaczonych w strukturze miasta jednostek terytorialnych i geomorfologicznych. W podziale ogólnym budowy geomorfologicznej Warszawy można wydzielić dwie głównie części: część wysoczyznową oraz część obejmującą grunty aluwialne (rzeczne) doliny Wisły (rys. 2). Rys. 2. Podział ogólny Warszawy na jednostki geomorfologiczne (według [1], ze zmianami). 66 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

5 Praktycznie cała wschodnia część Warszawy (strona praska) leży w obrębie aluwialnych (rzecznych) tarasów Wisły, natomiast zachodnia część miasta leży głównie na wysoczyźnie polodowcowej (Wysoczyzna Warszawska). Granicę między doliną Wisły a wysoczyzną polodowcową stanowi skarpa warszawska wyraźna forma geomorfologiczna o długości ok. 30 km, wysokości m n.p.m. i wysokości względnej dochodzącej do ok. 25 m. Zachodni brzeg doliny Wisły, poprzez skarpę warszawską, graniczy z polodowcową Wysoczyzną Warszawską, na której położona jest główna część lewobrzeżnej Warszawy. Wysoczyzna zbudowana jest głównie z glin zwałowych zlodowaceń środkowopolskich (zlodowacenia Odry i Warty) oraz wodnolodowcowych utworów piaszczystych [7]. W dolinie Wisły dominują grunty niespoiste, tj. piaski i żwiry rzeczne (rys. 3). Dolina pra-wisły istniała już w okresach interglacjału mazowieckiego i potem interglacjału eemskiego. Po wycofaniu się lądolodu w okresie interglacjału eemskiego pra- Wisła rozcięła obszar wysoczyzny na głębokość do ok. 40 m i ukształtowała dolinę, o szerokości dochodzącej do 11 km, o kształcie zbliżonym do współczesnego przebiegu doliny [3]. Rys. 3. Przekrój geologiczny przez Wysoczyznę Warszawską i dolinę Wisły na odcinku budowy II linii metra pomiędzy stacjami S7 i S13 (według [2], uproszczony); kolor jasnoszary grunty niespoiste (wodoprzepuszczalne), kolory ciemnoszare gliny i piaski gliniaste wieku czwartorzędowego, kolor szary iły wieku trzeciorzędowego. Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 67

6 Cel badań Warszawa należy do tej grupy miast, gdzie zrealizowano i realizuje się dużą liczbę obiektów budowlanych o znacznym zagłębieniu i w ciągłym kontakcie z wodą gruntową. Wody gruntowe mogą występować w środowiskach zróżnicowanych pod względem budowy i historii geologicznej, warunków zasilania i migracji oraz skali oddziaływania czynników związanych z antropopresją. Dlatego zagadnieniem interesującym poznawczo było prześledzenie, jak w obrębie tego samego miasta zróżnicowane warunki geomorfologiczne oraz związane z tym zróżnicowane warunki gruntowe podłoża i warunki migracji wód gruntowych mogą wpływać na intensywność oddziaływań korozyjnych wód podziemnych w odniesieniu do betonowych konstrukcji budowlanych zagłębionych w gruncie. Dla zbioru 111 zestawów wyników badań składu chemicznego czwartorzędowych wód gruntowych z obszaru Warszawy przeanalizowano zmienność czynników korozyjnych w odniesieniu do wydzielonych dwóch głównych jednostek geomorfologicznych, tj. wysoczyzny polodowcowej oraz doliny Wisły. Celem badań było określenie, czy przynależność do określonej jednostki geomorfologicznej, a tym samym i model budowy geologicznej podłoża, wywierają istotny wpływ na własności korozyjne wód gruntowych Warszawy. W prowadzonych badaniach dodatkowo określano zawartość chlorków rozpuszczonych w wodzie gruntowej, traktując wielkości stężeń jonu Cl - jako czynnik korozji chlorkowej (pozanormowy) i jako wskaźnik wielkości antropopresji [2]. Metodyka badań statystycznych W prowadzonych badaniach analizy statystyczne przeprowadzono według następującego schematu: gromadzenie wyników badań, weryfikacja poprawności wprowadzenia danych, weryfikacja poprawności merytorycznej danych, 68 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

7 obliczenie podstawowych statystyk opisowych i analiza normalności rozkładów analizowanych zmiennych, określenie programu realizacji testów statystycznych w dostosowaniu do założonego celu badawczego i posiadanych zbiorów danych (ich liczności i rozkładów poszczególnych zmiennych), wykonanie założonego programu testów oraz badań dodatkowych (uzupełniających), wnioskowanie statystyczne i merytoryczne. Testowanie hipotez o istotności różnic stężeń czynników korozyjnych występujących w wodach gruntowych w obrębie wysoczyzny oraz w dolinie Wisły w pierwszej ścieżce badawczej poprowadzono z uwzględnieniem metodyki przedstawionej w pracy Stanisza [5], gdzie procedura testowa dla zmiennych ilościowych (niepowiązanych) przewiduje następujący algorytm działań: 1. Określenie liczebności porównywanych zbiorów (n1 > 50, n2 > 50). Dla zbiorów o liczebności powyżej 50 elementów (duże próby) testowanie przeprowadza się w oparciu o test z. Dla zbiorów zawierających poniżej 50 elementów analizę prowadzi się według kolejnych, klasycznych zasad działania. 2. Sprawdzenie normalności rozkładu analizowanych zmiennych w porównywanych zbiorach (np. testem Shapiro-Wilka). 3. Sprawdzenie jednorodności wariancji analizowanych zmiennych (test F, test Levenea, test Bartletta). 4. Wybór odpowiedniego testu do analizy istotności różnic między zbiorami: Test t (dla zmiennych o rozkładzie normalnym i równych wariancjach), Test Cochrana-Coxa (dla zmiennych o rozkładzie normalnym i różnych wariancjach), Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 69

8 Test U (dla zmiennych o rozkładzie normalnym i znanych wariancjach), Testy nieparametryczne - dla tych zmiennych, które nie charakteryzują się rozkładem normalnym (testy: Manna-Whitneya, Walda-Wolfowitza, Kołomogorowa-Smirnowa). W drugiej ścieżce badawczej istotności różnic stężeń czynników korozyjnych testowano w oparciu o podstawowy algorytm postępowania zawarty w pracy [6], bez dodatkowego uwzględniania czynnika liczności porównywanych grup. Zbiór badawczy Zbiór badawczy liczył 111 zestawów wyników badań składu chemicznego czwartorzędowych wód gruntowych obszaru Warszawy. Zdecydowana większość analiz chemicznych (97%) została wykonana w Laboratorium Analityczno-Technologicznym KARTECH II ; w ten sposób zapewniono maksymalnie jednorodne warunki obserwacji (to samo laboratorium, identyczny sprzęt badawczy, identyczna procedura i kultura prowadzenia badań). We wszystkich analizach chemicznych oznaczono zawartość składników korozyjnych wymaganych normą [4], tj.: odczyn wody (ph), zawartość agresywnego CO 2, zawartość jonów: NH + 4, SO 2-4, Mg 2+. Dodatkowo (jako parametr pozanormowy) dla każdej z próbek wody określano stężenia jonu chlorkowego Cl -. Zbiór ogólny podzielono poprzez zastosowanie dodatkowej zmiennej grupującej na dwa podzbiory badawcze: 1. wysoczyzna, 2. dolina Wisły; kryterium podziału stanowiła przynależność lokalizacji danego punktu badawczego do jednej z dwóch głównych jednostek geomorfologicznych. Statystyki opisowe dla wydzielonych grup badawczych przedstawiono w tabeli 2 (wysoczyzna) oraz w tabeli 3 (dolina Wisły). 70 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

9 Średnia Mediana Minimum Maksimum Rozstęp Odchylenie standardowe Skośność Kurtoza Średnia Mediana Minimum Maksimum Rozstęp Odchylenie standardow e Skośność Kurtoza Tabela 2. Statystyki opisowe czynników korozyjnych wód czwartorzędowych Warszawy wysoczyzna. Wysoczyzna: statystyki opisowe (n=57) Zmienna Odczyn 7,14 7,14 7,20 6,35 1,69 0,425 0,02-0,74 Azot amonowy 0,99 0,62 0,22 0,03 4,57 0,990 2,60 6,86 Siarczany 64,29 54,58 49,70 10,00 164,00 32,972 0,92 1,46 CO 2 agresywny 12,45 12,40 11,50 1,30 38,20 6,615 1,41 4,19 Magnez 17,26 14,83 14,35 3,10 24,30 6,249-0,02-1,09 Chlorki 444,92 150,00 22, ,0 4478,00 824,445 3,34 12,01 Tabela 3. Statystyki opisowe stężeń czynników korozyjnych wód czwartorzędowych Warszawy - dolina Wisły. Dolina Wisły: statystyki opisowe (n=54) Zmienna Odczyn 7,14 7,06 5,71 8,12 2,41 0,544-0,07-0,50 Azot amonowy 0,99 0,22 0,04 8,70 8,66 1,626 2,63 8,45 Siarczany 64,29 48,80 4,20 367,20 363,00 56,044 3,04 14,36 CO 2 agresywny 12,45 10,70 0,00 46,80 46,80 9,115 2,06 5,54 Magnez 17,26 15,30 2,40 43,20 40,80 8,343 0,78 0,46 Chlorki 195,36 89,00 15, , ,00 269,661 3,47 15,41 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 71

10 Wnioskowanie dotyczące testowanych hipotez statystycznych przeprowadzono w oparciu o wielkości prawdopodobieństw testowych (p-value). Poziom istotności przyjęty dla wszystkich wykonywanych testów był stały i wynosił = 0,05. Testowanie hipotez o normalności rozkładu każdej z 6 analizowanych zmiennych w obydwu grupach badawczych (wysoczyzna/dolina Wisły) wykonano przy użyciu testu Shapiro-Wilka, a uzyskane wyniki przedstawiono w tabeli 4. Na rozpatrywanym poziomie istotności wyniki testu Shapiro-Wilka wskazywały, iż tylko dla zmiennej ph w obu grupach badawczych nie było podstaw do odrzucenia hipotezy zakładającej rozkład normalny analizowanej zmiennej. Tabela 4. Testowanie hipotezy o normalności rozkładu składników korozyjnych rozpuszczonych w wodzie ( = 0,05). Wysoczyzna Dolina Wisły Zmienna Prawdopodobieństwo testowe p Normalność rozkładu zmiennej (T/N) Prawdopodobieństwo testowe p Normalność rozkładu zmiennej (T/N) Odczyn 0,134 T 0,421 T Azot amonowy < 0,001 N < 0,001 N Siarczany < 0,001 N 0,001 N CO 2 agresywny < 0,001 N 0,001 N Magnez 0,010 N 0,084 T Chlorki < 0,001 N < 0,001 N Wyniki badań Zmienne w porównywanych zbiorach były zmiennymi niepowiązanymi, a liczności każdej z grup spełniały warunek liczności dla prób dużych (n 1 > 50, n 2 > 50) [5]. Biorąc 72 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

11 Składnik korozyjny wody wg normy [4] pod uwagę liczbę elementów w porównywanych grupach, w pierwszej ścieżce badawczej testowanie istotności różnic pomiędzy zmiennymi należącymi do grup wysoczyzna i dolina Wisły przeprowadzono, kierując się schematem testowań podanym w pracy Stanisza [5], na podstawie wyników testu z. Hipoteza zerowa (H 0 ) zakładała równość średnich zawartości składników korozyjnych w obu porównywanych grupach (H 0 : m 1 = m 2 ). Hipoteza alternatywna (H 1 ) zakładała, iż średnie te różnią się w sposób statystycznie istotny (H 1 : m 1 m 2 ). Wyniki testów przedstawiono w tabeli 5. Tabela 5. Wyniki testów istotności różnic pomiędzy zawartością składników korozyjnych w wodach gruntowych Warszawy w dolinie Wisły i na wysoczyźnie. Zmienna Typ składnika Wartość testu z Prawdopodobieństwo testowe p Odczyn 0,049 0,961 Azot amonowy -1,451 0,150 Siarczany -1,105 0,272 CO 2 agresywny -0,033 0,973 Magnez -1,729 0,087 Chlorki Składnik pozanormowy -2,119 0,036 W każdym z analizowanych przypadków dla normowych składników korozyjnych opisanych zmiennymi: odczyn wody, azot amonowy, siarczany, CO 2 agresywny, magnez - nie było podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej na założonym poziomie istotności = 0,05; tym samym zróżnicowanie czynników korozyjnych w wodach gruntowych głównych jednostek geomorfologicznych Warszawy okazało się statystycznie nieistotnie. Odwrotna sytuacja zaistniała w odniesieniu do zmiennej chlorki charakteryzującej zawartość jonów Cl - rozpuszczonych w wodach gruntowych (składnik pozanormowy). Wyniki testu z dawały podstawę do odrzucenia hipotezy zerowej mówiącej o równości Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 73

12 średnich, kierując w stronę przyjęcia hipotezy alternatywnej: różnice w średniej zawartości chlorków dla wysoczyzny i obszarów doliny różnią się istotnie na założonym poziomie istotności. Przypadek ten poddano szczegółowej analizie w dalszej części pracy. Klasyczna ścieżka testowania istotności różnic Dla badanego zbioru możliwe było także poprowadzenie procedury testowej według podstawowego (klasycznego) algorytmu [6], przy pominięciu czynnika wielkości grup badawczych. W dostosowaniu do prowadzonych analiz - schemat ten przewidywał następujące kroki: 1. Dla zmiennej ph (zmienna o rozkładzie normalnym) przeanalizowanie, czy wariancje w obu porównywanych grupach (wysoczyzna/dolina) są jednorodne, co można wykonać np. testem F. W zależności od wyników tego testu - do analiz istotności różnic zastosować test t (w przypadku równych wariancji) lub zastosować test Cohrana-Coxa (dla przypadku gdy wariancje nie będą równe). Rys. 4. Arkusz wyników testów F i t dla zmiennej ph Postępując według powyższego schematu w odniesieniu do zmiennej ph uzyskana wartość prawdopodobieństwa testowego dla testu F wyniosła p = 0,074, wskazując, iż nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej o równości wariancji w obu porównywanych grupach badawczych, i w ten sposób kierując do wykonywania dalszych analiz w oparciu o wyniki testu t. Wartość prawdopodobieństwa testowego dla testu t wyniosła p = 0,961; tym samym nie było podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej zakładającej, że różnice odczynu ph wód gruntowych na wysoczyźnie i w obszarze dolinnym są statystycznie nieistotne. 74 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

13 Wyniki obliczeń prowadzonych według powyższego schematu (rys. 4) były zgodne z wynikami uzyskanymi w oparciu o test z (tabela 5). 2. Dla pozostałych analizowanych zmiennych, których rozkład nie był rozkładem normalnym, tj. dla zawartości agresywnego CO2, zawartości jonów: NH4 +, SO4 2-, Mg 2+, Cl -, należało zastosować jeden z testów nieparametrycznych, np. test Manna- Whitneya. Arkusz wyników dla tego testu przedstawiono na rys. 5. Rys. 5. Wyniki testu Manna-Whitneya dla zmiennych: Cl -, NH 4 +, SO 4 2-, Mg 2+, agresywny CO 2. Wyniki testu Manna-Whitneya pokrywały się z wynikami testu z, wskazując na statystycznie istotną różnicę pomiędzy zawartością chlorków w wodach gruntowych doliny Wisły i na wysoczyźnie (przy czym prawdopodobieństwo testowe p = 0,042 nie było zdecydowanie niższe od poziomu istotności = 0,05). Dla pozostałych składników określających agresywność wód gruntowych (NH + 4, SO 2-4, Mg 2+, agresywny CO 2 ) wyniki testu U Manna-Whitneya wskazywały, iż nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej o braku różnic pomiędzy analizowanymi zmiennymi w porównywanych grupach (w każdym z przypadków prawdopodobieństwo testowe p było wyższe od ). Wyniki uzyskane według przedstawionego wcześniej schematu (rys. 5) były zgodne z wynikami uzyskanymi w pierwszej ścieżce testowań, w oparciu o test z (tabela 5). Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 75

14 Wartości odstające i ich wpływ na wyniki testów W odniesieniu do zawartości chlorków wyniki uzyskane dla obu schematów testowań (tj. dla parametrycznego testu z oraz testu nieparametrycznego Manna-Whitneya) dawały podstawę do odrzucenia hipotezy zerowej i przyjęcia hipotezy alternatywnej mówiącej, iż różnice średniej zawartości chlorków dla wysoczyzny i obszarów doliny różnią się istotnie na założonym poziomie istotności. Interpretując merytorycznie wyniki badań, należało jednak zwrócić uwagę, iż zawartość chlorków w wodzie gruntowej jest też istotnym wskaźnikiem mówiącym o skali antropopresji [2]. Tym samym obecność chlorków w wodach gruntowych może mieć również charakter wyraźnie incydentalny, związany z punktowym, silnym oddziaływaniem człowieka na środowisko. Rys. 6. Wartości średnie zawartości jonu Cl - w wodach gruntowych Warszawy z uwzględnieniem podziału na główne jednostki geomorfologiczne. 76 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

15 Na rys. 6 przedstawiono graficzne porównanie wartości średnich zawartości jonów Cl - w każdej z analizowanych grup geomorfologicznych. Widoczna jest duża dysproporcja pomiędzy średnimi stężeniami chlorków w wodach gruntowych w obrębie doliny i w obrębie wysoczyzny (odpowiednio 195,36 mg/l i 444,92 mg/l), z wyraźną, ponad dwukrotną przewagą średniej zawartości chlorków w wodach wysoczyzny. Na podstawie tak zestawionych wykresów (rys. 5) można byłoby np. zilustrować tezę, iż obszar wysoczyzny jest poddany znacznie silniejszej antropopresji związanej z zastosowaniem środków odladzających tworzonych na bazie CaCl 2 i NaCl. Pogląd tak sformułowany i wsparty rys. 6 mógłby być jednak mylący. Rys. 7. Porównanie zakresów zmienności zawartości jonu Cl - w wodach gruntowych Warszawy z uwzględnieniem podziału na główne jednostki geomorfologiczne. Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 77

16 Liczba badań Średnia Mediana Minimum Maksimum Rozstęp Odchylenie standardowe Skośność Kurtoza Bazowanie na wykresach operujących na wartościach średnich, przy stwierdzonej silnej skośności rozkładów (tabele 2 i 3) jest działaniem mogącym kierować do mylnych spostrzeżeń. Dlatego też na rys. 7 przedstawiono zmienność zawartości chlorków z uwzględnieniem wartości median, wartości odstających i wartości ekstremalnych. W każdej z porównywanych grup (wysoczyzna/dolina) uwagę zwraca duża liczba wyników odstających i ekstremalnych. Najwyższą wartość stężeń chlorków (4500 mg/l) stwierdzono dla wysoczyzny; warto zauważyć, iż jest to wartość 2,5 razy większa niż maksymalne stężenie chlorków stwierdzone dla wód gruntowych doliny Wisły. W związku z występowaniem w każdej z grup badawczych wyników ekstremalnych i odstających przeprowadzono powtórną analizę statyczną, po wyłączeniu wyników znacznie odbiegających od reszty populacji. Do wyłączenia przewidziano wyniki odstające i ekstremalne o stężeniach jonu Cl - powyżej 500 mg/l, tj. powyżej dwukrotnej dopuszczalnej zawartości chlorków w wodach pitnych. Po usunięciu wartości odstających zmniejszeniu uległy liczebności grup badawczych tak dla wysoczyzny, jak i dla doliny Wisły (odpowiednio do n 1 = 46 i n 2 = 49). Statystyki opisowe charakteryzujące zawartości chlorków w przeliczonych na nowo grupach przedstawiono w tabeli 6. Tabela 6. Statystyki opisowe zawartości jonu chlorkowego Cl - w wodach czwartorzędowych Warszawy (po usunięciu wyników o stężeniach jonu Cl - powyżej 500 mg/l). Obszar Wysoczyzna ,92 107,50 22,00 490,00 468,00 112,196 1,219 1,245 Dolina Wisły ,30 81,00 15,00 400,00 385,00 103,605 1,153 0, Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

17 Wyłączenie wyników ekstremalnych w obu porównywanych grupach wpłynęło na wartości statystyk opisowych, w tym na zmniejszenie wartości średnich, zmniejszenie różnic między średnimi i medianami oraz zmniejszenie wskaźników skośności. Po modyfikacji zbiorów powtórnie wykonano testowanie hipotezy o normalności rozkładu stężeń chlorków w porównywanych grupach badawczych. Testowanie wykonano przy użyciu testu Shapiro-Wilka, a uzyskane wyniki przedstawiono w tabeli 7. Na rozpatrywanym poziomie istotności = 0,05 wyniki testu Shapiro-Wilka wskazały, iż dla obu jednostek geomorfologicznych należy odrzucić hipotezę zerową o normalności rozkładów stężeń chlorków. Tabela 7. Wyniki badań normalności rozkładu stężeń jonu chlorkowego Cl - w wodach gruntowych głównych jednostek geomorfologicznych Warszawy po usunięciu wartości odstających i ekstremalnych o stężeniach >500 mg/l. Wysoczyzna Dolina Wisły Zmienna Prawdopodobieństwo testowe p Normalność rozkładu zmiennej (T/N) Prawdopodobieństwo testowe p Normalność rozkładu zmiennej (T/N) Chlorki < 0,001 N < 0,001 N W związku ze zmniejszeniem liczności wyników w obydwu porównywanych grupach do n < 50 - po odrzuceniem hipotezy o normalności rozkładów w grupach do dalszych testów różnic w stężeniach jonu Cl - zastosowano opisaną wcześniej równoległą, klasyczną ścieżkę testowania hipotez. Testowanie przeprowadzono testem nieparametrycznym Manna-Whitneya na poziomie istotności = 0,05. Arkusz obliczeniowy dla tego testu przestawiono na rys. 8. Rys. 8. Wyniki testu Manna-Whitneya dla zmiennej Cl - po usunięciu wartości odstających i ekstremalnych o stężeniach >500 mg/l. Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 79

18 Uzyskana w teście Manna-Whitneya wartość prawdopodobieństwa testowego p = 0,168 wskazywała, że (po wyłączeniu wartości ekstremalnych i skrajnych) nie ma podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej o braku różnic w stężeniach jonu chlorkowego w wodach gruntowych wysoczyzny i doliny Wisły. Tym samym uzyskano wynik przeciwstawny do przypadku, gdy analizowane zbiory nie zostały wyczyszczone z wartości odstających. Rys. 9. Zakresy zmienności zawartości jonu Cl - w wodach gruntowych głównych jednostek geomorfologicznych Warszawy (po usunięciu wartości ekstremalnych). Wykres zmienności grupowej zmiennej chlorki po usunięciu wartości ekstremalnych (> 500 mg/l) przedstawiono na rys. 9. Na podstawie analizy rys. 7 i 9 można sformułować nowy, mniej kategoryczny pogląd dotyczący zawartości chlorków w wodach gruntowych głównych jednostek geomorfologicznych Warszawy: stężenia te nie różnią się w sposób statystycznie istotny, natomiast bardziej ekstremalne stężenia jonów Cl - 80 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

19 stwierdzano w wodach gruntowych w części wysoczyznowej. Podwyższone stężenia chlorków (wartości odstające i ekstremalne) mogą być wiązane z punktową antropopresją. Temat wartości ekstremalnych wskazane będzie przeanalizować w odrębnym badaniu, m.in. z uwzględnieniem elementów topografii miasta i jego infrastruktury, przeszłości gospodarczej rejonu badań i lokalnego schematu budowy geologicznej. Klasyfikacja wód gruntowych Warszawy pod względem korozyjności Wyniki klasyfikacji wód gruntowych Warszawy pod względem zawartości czynników korozyjnych w odniesieniu do głównych jednostek geomorfologicznych przedstawiono w tabeli 8. Tabela 8. Klasyfikacja wód gruntowych Warszawy pod względem zawartości czynników korozyjnych. Klasy agresywności korozyjnej poniżej XA1 XA1 XA2 XA3 Obszar [%] Liczba badań [%] Liczba badań [%] Liczba badań [%] Liczba badań Wysoczyzna 68, ,8 13 8, Dolina Wisły 68, ,9 14 5, W obszarze Warszawy zdecydowanie dominują wody o zawartości składników korozyjnych poniżej kryteriów klasy XA1 (68,4-68,5% wyników badań). Wody o agresywności klasy XA1 i poniżej klasy XA1 w obrębie obydwu wydzielonych jednostek geomorfologicznych stanowią ponad 90% wyników badań. Obecność wód gruntowych o najsilniejszej agresji, tj. klasy XA3, nie została stwierdzona w żadnym z punktów badawczych. Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 81

20 Podsumowanie 1. Stężenia czynników korozyjnych w wodach gruntowych Warszawy w odniesieniu do głównych jednostek geomorfologicznych nie różnią się w sposób statystycznie istotny. 2. Przynależność do określonej jednostki geomorfologicznej (wysoczyzna polodowcowa/dolina Wisły) i determinowany położeniem reżim przepływu wód gruntowych oraz model budowy geologicznej podłoża nie wywierają istotnego wpływu na zmienność stężeń analizowanych czynników korozyjnych. 3. Stężenia jonu chlorkowego w głównych jednostkach geomorfologicznych Warszawy nie różnią się w sposób statystycznie istotny, natomiast bardziej ekstremalne stężenia jonów Cl - stwierdzano w wodach gruntowych części wysoczyznowej. 4. W obszarze Warszawy zdecydowanie dominują wody o zawartości składników korozyjnych poniżej kryteriów klasy XA1 (68,4-68,5% wyników badań). 5. Wody gruntowe o agresywności klasy XA1 i poniżej klasy XA1 w obrębie każdej z wydzielonych jednostek geomorfologicznych stanowią ponad 90% wyników badań. Agresywność klasy XA2 stwierdzono dla 5,6% badanych próbek wody w obrębie doliny Wisły; w obrębie wysoczyzny do klasy XA2 zaliczono 8,8% wyników badań. Obecność wód gruntowych o najsilniejszej agresji, tj. klasy XA3 nie została stwierdzona w żadnym z punktów badawczych. 6. Stosując metody wnioskowania statystycznego przy porównywaniu dwóch zbiorów danych, wskazane jest zwracać uwagę na wartości ekstremalne i odstające. Literatura 1. (przekrój przez wysoczyznę i tarasy Wisły), z dn r. 82 Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl

21 2. Macioszczyk A., Jeż L. (1995). Chlorki czułym wskaźnikiem zanieczyszczeń antropogenicznych wód podziemnych. Materiały VI Sympozjum,,Współczesne problemy hydrogeologii, Kraków-Krynica. 3. Opracowanie ekofizjograficzne do studium uwarunkowań i kierunków zagospodarowania przestrzennego m.st. Warszawy (2006). Biuro Naczelnego Architekta Miasta, Warszawa. 4. PN-EN 206-1:2003 Beton część 1: Wymagania, właściwości, produkcja i zgodność. 5. Stanisz A. (2006). Przystępny kurs statystyki z zastosowaniem STATISTICA PL na przykładach z medycyny. Tom 1, Statystyki podstawowe. Statsoft Polska, Kraków, wyd. II. 6. Wątroba J. (2009). Eksploracja danych, testowanie hipotez badawczych i modelowanie zależności przykłady w STATISTICA 9. W: Analiza danych w programie STATISTICA 9 przegląd. Statsoft Polska, Kraków. 7. Wysokiński L. (red.) (1999). Warszawska Skarpa Śródmiejska. Instytut Techniki Budowlanej, Warszawa. Copyright StatSoft Polska 2014, info@danewiedzasukces.pl 83