2.6. Ветровые нагрузки

Ветер – это преимущественно горизонтальное движение воздуха, вызываемое перепадами давлений и температуры в атмосфере. Поэтому ветер характеризуется в основном плотностью воздуха, которая зависит от атмосферного давления р и температуры t:

где γ0 = 1,226 кг/м3 – плотность воздуха при нормальном давлении р0 = 760 мм рт. ст. и температуре t = +15 °С.

Основной характеристикой силы ветра является его скорость v, котораяв совокупности с плотностью определяет степень воздействия ветра на сооружение. Так, нормативное значение статической составляющей давления ветра определяют из уравнения Бернулли, исходящего из предположения, что вся кинетическая энергия потока

Изменения скорости направления ветра в основном объясняются циклическим характером температуры и сопровождаются периодическими повторениями пиковых значений, соответствующих суточному (полусуточному) циклу инсоляции, метеорологическому циклу (длительностью около 4 суток) и годовому циклам колебаний температуры. Кроме этих трёх макрометеорологических пиков в синоптической (низкочастотной) области скоростей наблюдается ещё один микрометеорологический пик в высокочастотной области гораздо меньших периодов (от 5 с до 5 мин).

Микрометеорологический пик объясняется турбулентностью, возникающей в потоке воздуха при его трении о поверхность земли и характеризуемой хаотичным изменением скорости во времени и пространстве. Порывы, вызываемые турбулентностью, в большой степени зависят от шероховатости местности. В районах плотной застрой-

89

ки, например, вследствие взаимодействия ветра с жёсткими зданиями и сооружениями структура потока становится, по существу, неопределённой. Картина усложняется ещё более явлением аэроупругости, связанным с изменениями потока воздуха из-за перемещений конструкций.

Периоды собственных колебаний практически всех сооружений меньше значений, соответствующих даже микрометеорологическому пику. Однако собственные колебания некоторых гибких систем, таких как вантовые мосты, опоры линий электропередачи, высокие здания и т.п., попадают в область ветрового спектра. Такие сооружения, как и прочие, реагируют статически на ветровое воздействие, но их реакция, пропорциональная ветровому спектру, может включать в себя

Между микро- и макрометеорологическими пиками при значениях периодов от 5 ч до 10 мин имеется область минимальных изме-

представить ветровую нагрузку на сооружение в виде двух слагае-

нений скорости ветра или спектра пульсацийДскорости. Это позволяет

мых, из которых одно соответствует в среднем установившейся ско-

рости ветра и действует статически (2.32), другое зависит от пульса-

ционной части и оказывает на сооружение динамическое воздействие.

Измерения скорости ветра в этой области (по возможности на мини-

висимости от высоты над уровнем земли, т.е. наблюдается градиент скорости ветра. Но на некоторой высоте трение потока воздуха о поверхность земли перестаёт влиять на скорость ветра. Этот уровень (300 – 500 м), называемый градиентным, зависит от скорости ветра и находится тем выше, чем больше шероховатость поверхности.

Итак, поток воздуха характеризуется частыми случайными изменениями во времени и пространстве как его скорости, так и направления. Скорость ветра v(z, τ) в момент времени τ в любой точке некоторой горизонтальной плоскости на высоте z рассматривают как

где v(z) – медленно изменяющаяся, осреднённая за малый период

времени компонента; v′(z, τ) – центрированный процесс, описывающий порывы ветра и учитывающий изменения осреднённой скорости.

90

В более сложной модели рассматривают раздельно центрированные процессы для пространственно зависимых порывов разной частоты. При этом возникает необходимость спектрального разложения случайных процессов по частотам. Такая модель используется, когда рассматриваемая конструкция чувствительна к динамическому воздействию ветра.

Однако во многих случаях статического расчёта воздействие ветра может быть представлено в виде случайной последовательности импульсов случайной продолжительности и интенсивности. Фактически при этом должен рассматриваться лишь крупномасштабный фактор временного описания и более детальный временной анализ теряет смысл. Влияние же порывов учитывается обобщённым коэффициен-

тывает не только влияние порывов, но и изменение скорости ветра по высоте. Он представляет собой отношение скорости на высоте z к

ся приблизительно 0,3;и0,4б0,5 в зависимости от типа местности. Кроме степенной зав с мости (2.35) применяют логарифмиче-

ский закон изменения скорости ветра по высоте [76]. Точность аппроксимации вертикальных профилей скоростей разными законами рассматривалась во многих работах [56].

Основной фактор ветровой нагрузки − скорость ветра v0, − принятый в качестве эталона, составляет предмет систематических наблюдений.

Для оценки силы ветра иногда используют двенадцатибалльную шкалу (табл. 2.16).

Эталонная скорость измеряется специальными приборами на многочисленных метеостанциях на высоте около 10 м с различными интервалами осреднения (2 мин, 10 мин), частотой наблюдения (4, 8, 24 раза в сутки) и продолжительностью непрерывного ряда однородных наблюдений. Основными причинами возможной неоднородности

91

наблюдений являются изменения их условий (места расположения, высоты установки и типа измерительных приборов, частоты и формы записей и др.).

для удобства замера. В отечественных нормах ранее использовались результаты измерений с помощью флюгеров разных типов в двухминутном интервале, позднее, как и в большинстве других стран, – с помощью анемометров в десятиминутном интервале. В настоящее время применяются более совершенные приборы, регистрирующие мгновенные и средние скорости ветра.

Некоторое представление о влиянии интервала осреднения («срочности» наблюдения) на величину v0 даёт заимствованная из работы [4] таблица минимальных (min) и максимальных (max) отношений скорости ветра, осреднённой на различных интервалах времени, к средней скорости за 1 час.

92

В работе [74] рекомендуются применять соотношения

1,05v01ч =1,0v010мин = 0,84v01мин = 0,67v03с.

Из табл. 2.17 видно, что с увеличением интервала осреднения значение v0 уменьшается; при переходе от двухминутного (120 с) к десятиминутному (600 с) интервалу v0 уменьшается в 1,102 – 1,222 раза.

Таблица 2.17

Зависимость относительной скорости ветра от интервалов осреднения

ра остаются результаты «срочных» наблюдений по флюгерам и анемометрам. Возможности некоторых флюгеров ограничены максимальной скоростью 20 м/с и низкой точностью измерений (от 1 до 6 м/с). Влияние несовершенств измерительных приборов и правил наблюдений на точность статистических оценок особенно редко повторяющихся наибольших скоростей ветра уменьшают в

где R(v) = P(ṽ v>) – функция распределения максимумов или вероятность превышения случайной величины ṽзначения v.

Значения функции R(v) = 1/nТ (n – число наблюдений в течение года при измерении времени в годах) в виде интегральных вероятностей по градациям скорости ветра (в % от общего числа наблюдений за каждый год) приведены в работе [28]. Эти данные получены при сглаживании эмпирического распределения результатов «срочных» наблюдений скорости ветра функцией распределения Вейбулла в виде

93

где β > 0 и α > 0 – параметры, зависящие не только от ветрового режима данной местности, но и от особенностей конкретной метеостанции.

Распределение Вейбулла нашло применение в теории хрупкого разрушения и других отраслях техники. В частном случае, при α = 1 получается простое экспоненциальное распределение, а при α = 2 – распределение Рэлея. Эта особенность свидетельствует об обобщённом характере распределения Вейбулла. Подбирая нужным образом

параметры α и β, можно получить по сравнению с другими экспоненциальными законами лучшее соответствие опытным данным. В определённых условиях не исключена возможность применения упрощённых распределений. Например, условие α ≈ 1 соответствует случаю

В выборках материалов метеостанций возможно использование результатов нескольких наблюдений в день. Например, при ежесу-

точных четырёхразовых наблюдениях n = 4 365 = 1460. По этим дан-

да повторяемости (заданной оАеспеченности) [56]. Таким путём оценивали не только скоростьиветра, соответствующую нормативной повторяемости (5 лет), но , спользуя экстраполяцию, устанавливали расчётные значенСя повышенной обеспеченности.

ным при помощи номограмм графического метода статистической

экстраполяции, построенных на вероятностной бумаге, соответствующей функции (2.37), определялиб скорость ветра заданного перио-

Значения параметров β α также можно оценить графическим методом, описанным в работе [24].

Недостатки изложенной методики: большая трудоёмкость выборки и обработки всех «срочных» наблюдений; сложность учёта дополнительных и новых данных; сомнительность в независимости результатов наблюдений, разделённых шестичасовыми интервалами. Кроме этого, распределение Вейбулла в теории вероятностей известно как предельное распределение минимальной из независимых случайных величин, что не соответствует скорости ветра, а экстраполяция этой функции в область больших значений скоростей ветра даёт значительную погрешность.

В работах В.Д. Райзера применена функция распределения Вейбулла в виде

94

Используя для обработки выборки суточных максимумов скоростей ветра и подстановки с = βα; b = α, неизвестные параметры вычисляли методом максимума правдоподобия из решения системы [51]

4 раза. Например, для района г. Москвы получены значения α = 1,15; β = 4,42.

Расчётами по формуле (2.42) получены приближённые значения коэффициентов вариации ветрового давления, которые можно использовать в вероятностных расчётах при отсутствии более точных данных: район I – 0,44; район II – 0,37; район III – 0,32; район IV –

0,31; район V – 0,28; район VI – 0,27; район VII – 0,24 [50].

95

В результате расчётов с периодами повторяемости 1, 5, 10, 20, 30 и 50 лет получены соответственно значения скорости ветра vТ = 20; 24,8; 26,8; 28,8; 30; 31,4 м/с, которые несколько меньше, чем по распределению (2.37). Вероятность того, что скорость ветра не превысит расчётную величину с обеспеченностью 5 лет, составляет

F(v) = P(ṽ≤ 24,8) = 1 – exp[–(0,203 24,8)1,125] = 0,9979.

Вместе с тем результаты расчётов по суточным выборкам, полученные как по распределению (2.38), так и (2.41), значительно превышают значения скорости ветра для I ветрового района (табл. 2.16), полученные из анализа выборок месячных максимумов и приведённые в работе [56]. Этот факт отмечен также в работе [54]. Вероятно, переход от «срочных» наблюдений к суточным не устраняет

выборками из исходной совокупности «срочных» наблюдений. Их применение целесообразно для повышенияД точности обработки опытного материала и сокращения объёма обрабатываемого

материала почти в 120 раз. При этом появляется также возможность

с экстраполяцией вы ор подходящейА функции распределения является существенноиважным именно в области крайних значений.

более обоснованного использования статистики крайних значений.

Последнее обстоятельство очень важно для долгосрочных прогнозов, которые выполняют методомбстатистической экстраполяции. В связи

Месячный макс мум скорости ветра можно рассматривать как наибольший Сэлемент выборки, представляющий все «срочные»

наблюдения за этот пер од времени. В работе [26] выполнен анализ распределений экстремальных значений двух типов, применяемых для сглаживания статистических данных месячных максимумов. Лучшие результаты получены при применении двойной экспоненциальной функции распределения Фишера – Типпета (распределение экстремальных значений 1-го типа):

b1 ≈ v − 0,57722 / с1 ,

96

среднее квадратическое значения месячных максимумов; 0,57722 – постоянная Эйлера – Машерони.

Результаты расчётов с использованием функции (2.43) и более точных данных, полученных при обработке статистического материала вторичных выборок при двухминутном интервале осреднения, приведены в табл. 2.18.

Таблица 2.18

Скорость ветра (м/с) в зависимости от временной обеспеченности

Воспользуемся приведёнными зависимостями для оценки скорости ветра в г. Омске [27]. Результаты измерений максимальной скорости ветра по месяцам в течение 1943 – 1963 гг. приведены в табл. 2.19.

97

При обработке статистических данных получено: v = 23,9 м/с;

s2 = 4,36 м/с; с1 = 0,294 м/с; b1 = 21,94 м/с.

В результате расчётов с периодами повторяемости 5, 10, 20, 30 и 50 лет получены соответственно значения vТ, равные: 27; 29,6; 32; 33,4; 35,2 м/с. Расчётные данные подтверждаются наблюдениями с 1936 по 1975 гг. (40 лет). Только в 1952 г. в г. Омске зафиксирован штормовой ветер, скорость которого достигала 34 м/с. Определённая расчётом по формуле (2.45) скорость ветра при Т = 40 лет составляет 34,4 м/с. Вероятность того, что скорость ветра не превысит расчётную величину с обеспеченностью 5 лет, составляет P(ṽ≤ 29,6) = R(v) = = exp{– exp[– 0,294(29,6 – 21,94)]} = 0,9002; с обеспеченностью 50 лет P(ṽ≤ 35,2) = exp{ – exp[– 0,294(35,2 – 21,94)]} = 0,9797.

Вместе с тем независимость месячных максимумов не всегда выполняется и полностью пренебречь факторомИзависимости можно только при использовании годовых максимумов.

годовых максимумов в районе г. Москвы. При v = 19,95 м/с и

σ = 4,1 м/с значения параметров распределения оказались равными b1 = 18,105 м/с и с1 = 0,313 м/с.АВ работе [53] эти значения определены при разных объёмах выборок методом Монте-Карло.

По формулам (2.44) и (2.45) былДобработан статистический ряд

В результате расчётовбс периодами повторяемости 5, 10, 20, 30 и

50 лет получены соответственно значения v , равные: 22,9; 25,3; 27,6; 28,9; 30,6 м/с, которыеинесколько меньшеТ, чем по распределениям (2.41) и (2.38). Вероятность того, что скорость ветра не превысит расчётную величинуСс обеспеченностью 5 лет, составляет P(ṽ≤ 25,3) = = exp{–exp[–0,313(25,3 – 18,105)]} = 0,8997; с обеспеченностью 50 лет

– P(ṽ≤ 35,2) = exp{– exp[– 0,313(30,6 – 18,105)]} = 0,9800.

Для оценки полученных данных сравним их со скоростью ветра,

соответствующей нормативной ветровой нагрузке в I ветровом районе (г. Москва), v0 = (230/0,61)1/2 = 19,4 м/с и во II районе (г. Омск) –

v0 = (300/0,61)1/2 = 22,2 м/с.

Завышенные значения при пятилетней обеспеченности можно объяснить тем, что ранее скорость ветра измеряли с осреднением 2 мин, а в настоящее время с осреднением 10 мин.

Учитывая поправку, уменьшающую измеренную скорость ветра при соответствующем увеличении интервала осреднения в 1,102… 1,222 раза (см. табл. 2.9), получим удовлетворительную сходимость для г. Омска: v0 = 22,1… 24,5 ≈ 22,2 м/с при расчёте по месячным мак-

98

симумам и хорошую сходимость для г. Москвы: v0 = 18,7… 20,8 ≈

≈19,4 м/с при расчёте по годовым максимумам.

Вотчёте [50] параметры b1 и c1 определяли из системы двух уравнений (2.45), соответствующих периодам повторяемости 5 и 50 лет (при нормативном и расчётном значениях ветровой нагрузки).

Для условий г. Москвы при v5 = 23 м/с и v50 = 23 1,4 = 32,2 м/с получено b1 = 17,23 и c1 = 0,26. Используя этот приём для г. Омска,

получим при v5 = 30 м/с и v50 = 30 1,4 = 42 м/с: b1 = 22,5 и c1 = 0,2.

При небольших совокупностях (менее 10) годовых максимумов достоверность сглаживания снижается [54]. В этом случае

распределение (2.43) считается предпочтительным для территорий, не

подверженных действию ураганов [4]. ля годовых максимумов коэффициент вариации s / v зависит от климата и, как правило, располагается в диапазоне значений от 0,1 до 0,35 [76].

ное направление ветра, что в рядеАслучаев приводит к снижению ветровой нагрузки на сооружен е. В олее точных моделях используют

специальные совместныеибфункции распределения записанных скоростей ветра и его направлен я.

Метод статистической экстраполяции позволяет учесть случай-

В вероятностных расчётах сооружений обычно применяют упрощённые модели с использованием гипотезы о равновероятности

направлений ветраСили розы ветров. Первый способ исходит из предположения равномерного распределения направлений ветра экстремальных скоростей. Его основанием может быть отсутствие данных по повторяемости максимальных ветров различных направлений и возможность произвольной ориентации сооружения на местности.

При применении розы ветров, построенной по данным среднегодовой повторяемости направлений ветра, зафиксированных обычно по восьми румбам, предполагают, что направление ветров любой скорости соответствует розе ветров. Данное предположение не всегда соответствует действительности. Например, в условиях г. Омска повторяемости (%) ветров любой скорости и сильных ветров

(v0 ≥ 15 м/с) по направлениям отличаются, т.е. розы ветров зависят от

99

скорости ветра (табл. 2.20) [27]. Тем не менее это не исключает применения модели розы ветров для учёта направления ветра при вероятностных расчётах.

Для высоких и квадратных в плане сооружений ветровая нагрузка определяется в двух направлениях (два расчётных случая): по диагонали сечения и по основным осям. Каждому из направлений со-

ответствует набор из четырёх румбов через 90°. Вероятность направления ветровой нагрузки в каждом расчётном случае равна сумме соответствующих повторяемостей. Из табл. 2.20 видно, что вероятности повторяемости ветров любой скорости приблизительно равны (Р ≈ 0,5), а повторяемости сильных ветров значительно различаются.

(см. табл. 2.20) и w50 = wnγf = 0,3 1,4 = 0,42 кПа. При этих значениях wT получает-

ции распределения ветровой нагрузки определить числовые характеристики этой функции.

Числовые характеристики функции распределения определяются из урав-

нений (2.43): среднее значение w = 0,225 + 0,57722/20 = 0,25 кПа, стандартное отклонение sw = 1,28255/20 = 0,064 и коэффициент вариации vw = 0,064/0,25 = 0,257.

Пример 2.8. При полученных в примере 2.6 параметрах определить вероятность превышения нормативного и расчётного значений ветровой нагрузки в условиях г. Омска в течение одного года.

Подставляя вычисленные значения в уравнение (2.43), определим вероятность того, что нормативная нагрузка не будет превышена в течение одного го-

100

да: F(0,3)= exp{−exp[− 20(0,3 −0,225)]}= 0,8 . Вероятность превышения составит

P(0,3) = 1 − 0,8 = 0,2.

Вероятность того, что расчётная нагрузка не будет превышена в течение одного года:F(0,42)= exp{−exp[− 20(0,42 −0,225)]}= 0,98. Вероятность превышения

составит P(0,42) = 1 − 0,98 = 0,02.

Согласно СНиП 2.01.07−85*, ветровую нагрузку на сооружение следует рассматривать как совокупность нормальных давлений, приложенных к поверхностям сооружения или элемента. Её определяют

Такой подход соответствует описанию скорости ветра формулой (2.34) и поэтому средняя составляющая wm рассматривается как детерминированная (неслучайная) во времени нагрузка, действующая статически. Пульсационная составляющая wp рассматривается обычно как случайная функция времени и координаты.

Нормативное значение средней составляющей ветровой

Нормативное значен е ветрового давления w0 допускается определять в зависмости от скорости ветра (м/с) на уровне 10 м над

поверхностью земли для открытой местности, определяемой с

10-минутным интервалом осреднения и превышаемой в среднем один раз в 50 лет по аналогии с формулой (2.33):

Расчетное значение ветрового давления, соответствующее нагрузке по I-й группе предельных состояний, определяется умножением нормативного значения на коэффициент перегрузки γf = 1,4. В результате этой операции нормативное значение (2.48) преобразуется в базовое (2.33), в котором расчетные значения скорости ветра и ветрового давления имеют 50-летнюю обеспеченность.

В настоящее время нормативные и расчетные значения ветровой нагрузки необходимы для теоретического обеспечения надежности конструкций по методу предельных состояний. Действующими нормами допускается производить также расчет по заданному значению

101

надежности вероятностными методами при наличии достаточных данных об изменчивости основных факторов, входящих в расчетные зависимости. Для этого необходимо иметь, в частности, расчетные значения ветровой нагрузки с произвольной «срочной» обеспеченностью.

Применение вероятностных моделей, изложенных выше, позволяет решить эту задачу. За основу примем модель средней скорости ветра (2.43). Для удобства распределение Гумбеля представим в виде, аналогичном (2.26).

где Т – количество месяцев, на которое составляется прогноз.

При отсутствии или недостатке опытных данных параметры u и z можно определить из системы двух уравнений (2.51), соответствующих периодам повторяемости ветрового давления T = 60

(5 лет) и T = 600 (50 лет).

Например, для условий г. Москвы (1-й ветровой район) из

u = 12,85 м/с; z = 1,608 м/с; v = 13,78 м/с и s = 2,062 м/с. При T = 12

получен средний годовой максимум v1 = v12 = 16,78 м/с.

В нормах многих стран отдаётся предпочтение вероятностным моделям ежегодных максимумов скорости ветра. В виде распределения (2.49) они рекомендуются JCSS [76].

102

Распределение (2.49) применимо также к N-летним максимумам скорости ветра. Переход к распределению максимумов за N лет осуществляется увеличением u на zlnN в формуле (2.49) и приводит к соответствующему смещению кривой теоретического распределения вдоль оси абсцисс (рис. 2.3).

При этом параметры z и s остаются неизменными, а средний максимум за N лет увеличивается на z lnN = 0,78slnN, т.е.

можно проверить решением системы двух уравнений (2.53), соответствующих периодам N = 5 и N = 50 лет. Для 1-го ветрового

Расхождение результатов расчета во всех вариантах при N = 1 не превышает 4%, для остальных периодов − не более 1,5%.

103

Таблица 2.21

Сравнение результатов вычислений скорости ветра v (м/с) и ветрового давления w (Па) для 1-го ветрового района с заданной обеспеченностью

В табл. 2.22 приведены расчетные значения ветровой нагрузки в разных ветровых районах для некоторых случаев заданной обеспеченности. В общем случае расчетные значения можно

104

Коэффициент kz, учитывающий изменение ветрового давления по высоте z, принимается по табл. 2.24 или определяется при z ≤ 480 м по формуле (2.35) в зависимости от шероховатости поверхности по типам местности А, В и С.

озер и водохранилищ, пустыни, степи, лесостепи, тундра; В − городские территории, лесные массивы и другие местности, равномерно

покрытые препятств ями высотой более 10 м, и С − городские районы с застройкой здан ями высотой более 25 м.

105

Сооружение считается расположенным в местности данного типа, если эта местность сохраняется с наветренной стороны сооруже-

ния на расстоянии 30h при высоте сооружения h до 60 м и 2 км − при большей высоте.

При определении ветровой нагрузки типы местности могут быть различными для разных расчетных направлений ветра. Распределение горизонтальных составляющих скорости ветра определяет розу ветров данной местности. Учёт направления ветра может дать существенное снижение ветровой нагрузки для сооружений, при расчёте которых имеют значения ветры одного-двух румбов.

Значения аэродинамических коэффициентов с принимают по обязательному приложению Д СНиП 2.01.07−85*. Допускается уточ-

Нормативное значение пульсационной составляющей ветровой нагрузки wp на высоте z следует определять:

где ζz − коэффициент пульсации давления ветра на уровне z, опреде-

ляемый путём стат ст ческой о ра отки графиков скоростного напо-

v − коэффициент пространственной корреляции пульсаций давления ветра, принимаемый в зависимости от формы и размеров расчётной поверхности сооружения;

б) для сооружений (и их конструктивных элементов), которые можно рассматривать как систему с одной степенью свободы (поперечные рамы одноэтажных производственных зданий, водонапорные

где ξ − коэффициент динамичности, определяемый по рис. 2.4 в зави-

колебаний δ для первой частоты f1.

106

СНиП 2.01.07−85*, при этом для решетчатого сооружения размеры расчетной поверхности принимают по его внешнему контуру.

Для сооружений, у которых f2 < fl, необходимо производить динамический расчет с учетом s первых форм собственных колебаний. Число s определяют из условия fs < fl < fs+1.

При проектировании высоких сооружений, относительные размеры которых удовлетворяют условию h/d > 10 (например, дымовые трубы, башни, мачты), производится дополнительный расчет на вихревое возбуждение (ветровой резонанс), возникающий при таких скоростях ветра, когда частота срывов вихрей совпадает с собственной частотой поперечных колебаний сооружений. В приведённом усло-

вии: h − высота сооружения, d − минимальный размер поперечного

сечения, расположенного на уровне 2/3h.

мых для каждой собственной формы колебанийИ, и для каждой собственной частоты сооружения введёнАкоэффициент динамичности, ко-

Итак, для расчётов на динамическое воздействие пульсаций ветрового потока в нормах используют значительные упрощения. В ча-

торый определяется без учёта корреляцииДпульсаций давления по поверхности сооружения. Корреляцияб реакции по собственным формам не учитывается, но для при лижённо описанной низшей собственной частоты вводится осреднённыйи по всей поверхности сооружения коэффициент корреляц . Наконец, распределение wp принято подоб-

стности, действие wp сведено к системе статических сил, определяе-

ным распределенСю средней составляющей wm и т.д. Согласно последнему упрощен ю пр н мается, что wp = 2 wm v′/v.

В более точных расчётах пульсационная составляющая ветровой нагрузки рассматривается как случайный стационарный и эргодический процесс, а поэтому отдельные параметры нагрузки являются случайными величинами, распределёнными предположительно по равномерному закону, законам Рэлея и Гаусса. При таком предположении нагрузка в целом, а также реакция сооружения будут распределены по закону Рэлея.

Таким образом, как статическая wm, так и динамическая wp составляющие ветрового давления связаны зависимостями со скоростью ветра и соответственно с её изменчивостью.

Некоторые сведения об изменчивости параметров динамической составляющей ветрового давления для различных расчётных ситуаций приведены в работе [76].

108