JPH0648239B2

JPH0648239B2 - 埋設管の腐食予測方法

Info

Publication number: JPH0648239B2
Application number: JP63080074A
Authority: JP
Inventors: 潤吉岩松; 耕造西崎; 幸雄片野
Original assignee: Kubota Corp
Current assignee: Kubota Corp
Priority date: 1988-03-31
Filing date: 1988-03-31
Publication date: 1994-06-22
Anticipated expiration: 2009-06-22
Also published as: JPH01250841A

Description

【発明の詳細な説明】産業上の利用分野本発明は、土中における埋設管の腐食予測方法に関す
る。

従来の技術埋設管の腐食は、管路の構造や環境因子により支配され
る。なかでも、迷走電流や長回路電流による腐食を除
く、いわゆる土壌腐食においては、土壌の腐食性がそれ
に与える影響は比較的大きい。

経験的に腐食性の強い土として、石炭ガラ、腐植土、泥
炭、海底泥土などが古くから知られている。近年になっ
て、都市近郊の丘陵地の開発により露頭することが多く
なった地質で、大阪層群海成粘土や上総層群泥層（土丹
と呼ばれる）などの海成層は極端に強い腐食性を示すこ
とがわかってきた。この海成層は、約30万年前以前に静
かな内湾の海底に堆積した粘土層で、現在では堆積平野
周辺の丘陵地に露頭している。海成粘土は、淡水成粘土
に比較して硫化鉄などの硫黄化合物を多量に含み、風化
したときに硫酸を生成するのが特徴的である。このよう
な特徴を有する粘土が、鉄の腐食といかなるメカニズム
で関わっているのか、十分な解明はなされていないが、
結果的には海成粘土の存在する所で鉄は激しく腐食する
ことが多い。

一方、水道、ガスなどの埋設管は広域に布設され、維持
管理上、管路の腐食予測は重要性を増しつつある。これ
まで、埋設管の外面腐食の予測は、埋設土壌の種類や地
下水の性状などの環境因子を定性的に判別したり、土壌
測定の結果をANSI（アメリカ規格）やDIN（ドイツ規
格）に示される方法である程度数量化して行うことが可
能であった。

発明が解決しようとする課題しかし、これら従来の腐食性評価法は、新設計画管路の
防食設計を検討するうえで有用であるが、合理的な予防
保全を行うためには、より精度の高い腐食予測が必要に
なるという問題がある。

そこで本発明はこのような問題を解決し、従来よりも高
精度で腐食予測を行えるようにすることを目的とする。

課題を解決するための手段上記課題を解決するため本発明は、土中に埋設された鋳
鉄管の外面腐食の程度を示す孔食深さ(P)の成長速度を
時間(t)のべき乗関数にしたがって、Ｐ＝ｋｔ^ｎで表わし、上記(k)を埋設地の環境因子に依存すると仮
定して属性変化による重回帰分析により定量化し、次に
上記(n)を腐食深さの実測値と環境因子による予測値と
の差への線形モデルの回帰係数として求めるものであ
る。

作用このようにすれば、鋳鉄管の腐食における環境因子への
依存度がまず統計手法により定量的に求められる。次
に、このようにして求められた環境因子への依存度を腐
食深さの実測値から減じることにより、埋設期間につい
てのパラメータの値が統計的に求められる。

実施例以下、本発明の一実施例について説明する。

まず、土壌及び埋設管の調査について説明する。解析に
用いたサンプルは、既設の水道管を調査することにより
得た。すなわち、掘削現場にて、埋設条件を調査し、管
の約１ｍの長さの範囲で、腐食深さを測定した。また、
管の周囲の土は研究室に持ち帰り分析した。調査項目と
その定義を表１に表す。

調査地区は海成粘土層の存在する宅地造成地である。海
成粘土は、表２に示すように、他の土に比べて塩分や硫
黄分が多い。過酸化水素水により、海成粘土を強制的に
酸化すればpHは１〜２に強酸性となる。ANSI規格のA21.
5により腐食性の評価をすれば、海成粘土はその点数が1
9.5〜23.5点となり強い腐食性を示すことがわかる。

海成粘土はもともと海底に堆積した泥であり、基本的に
微生物腐食の原因となる硫酸還元菌の増殖条件をよく満
たしていると考えられる。硫酸塩の濃度が高いことや、
土質的にも嫌気的条件が満たされないことがその理由と
してあげられる。

このような海成粘土の特徴は、次の統計解析を行う際の
参考とした。

次に解析手順について説明する。埋設管の腐食原因に対
する考察、さらに腐食予測式の作成を目的としてデータ
を解析した。解析は一般的な統計的手法により行った。
解析の手順を第１図に示す。

まず、調査から得た各サンプルについて、土壌腐食の分
野に関し固有技術的にみて矛盾がないか否かの検討を行
った。次に平均値、標準偏差、ヒストグラムなどにより
データの分布を調べ、とくに目的変数である最大腐食指
数（＝特定のサンプルの最大腐食深さ／母集団における
最大腐食深さの平均値）については確率紙により分布の
確認を行った。つづいて、相関係数や散布図により２変
数間の関係を調べ、各変数の相関関係における矛盾や再
度異常データのチェックを行った。

また、主成分分析により変数を分類し、腐食予測式に取
り込むべき変数の選択をする際の参考にした。腐食予測
式はＰ＝ｋｔ^ｎで行うこととし、パラメーターｋで埋設
環境を要約し、ｋは属性変数による重回帰分析（いわゆ
る林の数量化Ｉ類）で決定した。さらに、パラメーター
ｎは、腐食深さの実測値と環境因子による予測値との差
の時間ｔへの回帰係数として求めた。

次に解析結果について説明する。

まず、単相関分析を行った。

２変数間の直線的関係（相関性）の強さを定量的に表わ
すものとして、相関係数が用いられる。相関係数(r)の
絶対値が１に近いほど、２変数間の直線的関係が強いと
判断できる。

これまでに得られたデータを整理し、各変数間の相関係
数を算出した結果を表３に示す。

ここで、腐食の度合いを示す腐食指数(Y₀)に対し、強い
相関を示した変数は、 H₂O₂pH、含水比、ANSI、切・盛、Redox、
ρ_５、ρ_１、地下水、土質、硫化物などであっ
た。

単相関分析の結果から、次のような傾向があると判断さ
れる。

(1)H₂O₂による酸化後のpH値が低い（酸性）程腐食深さ
が深い。

(2)含水比の高い程腐食深さが深い。

(3)ANSI A21.5による評価点数が大きい程腐食深さが深
い。

(4)切土に較べ、盛土のほうが腐食深さが深い。

(5)Redox電位の低いほうが腐食深さが深い。

(6)土壌及び抽出水の抵抗率が低い程腐食深さが深い。

(7)湧水が有るほうが腐食深さが深い。

(8)土質は粒子が細かいほうが腐食深さが深い。

(9)硫化物が有るほうが腐食深さが深い。

(10)土壌抽出水の抵抗率が低いものは、土壌のH₂O₂pHが
低く、抽出水中のSO₄ ^2-濃度が高い傾向にある。

(11)抽出水の蒸発残渣とSO₄ ^2-濃度は強い相関関係があ
る。（抽出水中の溶液性塩分の主体は硫酸塩である。）ところで切土、盛土の区別、湧水の有無などの質的な特
性と腐食深さのような量的な特性との関係を相関係数で
評価するのは、適切ではない。そこで、切土・盛土の区
別及び湧水の有無について、次のように腐食深さの母平
均の差の検定を行った。

統計的には｜Ｚｏ｜＞1.96であると危険率５％でＡとＢ
の母平均に差があると判定する。すなわち、ここでは、
切土より盛土のほうが、また、湧水が有るほうが腐食深
さは深いといえる。

次に環境因子の分類について説明する。単相関分析は２
変数間の相関関係（単相関）を見い出すのに対して、さ
らに多くの変数間にまたがる特徴なり構造を明らかにす
るため主成分分析を試みた。第２図に第１主成分−第２
主成分座標における各変数の位置を示す。図中に破線で
囲んだようなグループ化を行い、各々のグループは表５
に示すような特徴を持つと解釈した。

次に腐食環境因子の定量化につき説明する。上記単相関
分析及び主成分分析により、各変数間の線形関係が明ら
かになった。その結果は、固有技術的にみて特に異常は
認められない。しかし、ここでとりあげた環境因子には
質的な変数がいくつか含まれることと、量的な変数であ
っても腐食指数と線形関係にあるとは限らないことか
ら、腐食指数と環境因子の分析には通常の重回帰分析で
はなく、ダミー変数を用いるいわゆる林の数量化Ｉ類の
手法を用いた。

腐食指数を目的変数として回帰分析を行った。まず、腐
食指数の分布を調べた。第３図の確率紙へのプロットか
ら、最大腐食指数の分布は、対数正規にしたがっている
と判断した。したがって、最大腐食指数は対数変換後に
数量化Ｉ類を適用した。

単相関分析及び主成分分析の結果を考慮し、また、固有
技術的判断を加えて、環境因子からいくつかの説明変数
を選んだ。とくに、海成粘土の特徴及び変数間の交互作
用を考慮して次の６変数を選んだ。

数量化Ｉ類の方法で、ANSI ρ_１ H₂O₂pH・他下
水含水比・切盛の変数に対する腐食指数の回帰式を
得た。その結果を表６に示す。

この結果から腐食指数に対して最も影響の度合いが大き
いのは、H₂O₂pH・地下水で、ついで含水比・切盛で
あった。すなわち、H₂O₂pHが３未満（ほぼ海成粘土と判
断できる）で地下水が有る場合、さらに含水比が35％以
上（埋設土が粘土質か、あるいはシルト質でも水分が多
いと判断できる）で盛土地盤の場合が腐食性の激しい環
境であることを示した。また、各変数について単独で腐
食指数に対する影響度を比較した場合、H₂O₂pH、切盛、
ρ_１の順に影響度が大きい。したがって、埋設環境を腐
食性の面から評価する場合、海成粘土か否か、盛土地盤
か否かを調べることが重要である。

ここで、環境因子の最大腐食深さに対する影響度は、Ｙ
ｃを最大腐食指数として(1)式により定量化できた。

Yc＝expA…(1) 表６よりＡ＝（Ｏ・δ₁₁-0.11・δ₁₂) ＋（Ｏ・δ₂₁-0.09・δ₂₂-0.28・δ₂₃) ＋（Ｏ・δ₃₁-0.15・δ₃₂-0.26・δ₃₃-0.49・δ₃₄) ＋（Ｏ・δ₄₁-0.18・δ₄₂-0.32・δ₄₃-0.42・δ₄₄) ＋0.58 （δ＝１または０）次に腐食指数の予測手法につき説明する。

環境因子から埋設管の腐食深さを予測することは、(1)
式により可能である。しかし、(1)式では速度因子を考
慮していないため、実用的ではない。ここで、埋設期間
を考慮することを試みた。

一般に、土壌腐食において腐食量と埋設期間とは線形関
係にない。腐食速度は初期において大きく、時間の経過
とともに小さくなっていく傾向にある。土壌中の最大孔
食深さＰと埋設期間ｔとの関係は前述したように(2)式
で示されるといわれている。

Ｐ＝ｋｔ^ｎ…(2) (2)式は両辺の対数をとると(3)式にように変形できる。

logP＝logk+nlogt…(3) ここで、孔食深さＰを便宜的に最大腐食指数Y₀とおき、
ｋを環境の腐食性を表わすパラメーターと考えた。すな
わち、腐食指数Y₀の回帰モデルとして(4)式を仮定し
た。

ここで、ｉ＝1,2,………，ｍ（サンプル数）Ｒ：要因数Ｃ_j：要因ｊにおけるカテゴリー数 δ_i(jl)＝１（固体ｉが要因ｊのカテゴリーｌに反応す
るとき）または０（その他のとき）ａ_jl,a_R+1：係数ｅ_i：誤差項 (4)式における右辺の第１項はｋに対応するが、これは
(1)式により求められる。したがって、パラメーターｎ
は(3)式を(5)式のように変形して、線形モデルの回帰係
数として求めることができる。

logY₀-logYc＝Ｃ＋nlogt（Ｃ：定数）…(5) すなわち、腐食指数を環境因子で説明した残りを埋設期
間で説明することを試みた。ここでは、パラメーターｎ
が環境の腐食性に依存するか否かを調べるために、腐食
性の大小によりサンプルを二つのグループに分け、それ
ぞれについてｎを求めた。環境の腐食性は(1)式から求
められ、腐食指数Yc=1でサンプルを分けた。

回帰分析の結果を表７に示す。

この結果から、回帰係数ｎはそれぞれの場合で、危険率
１％の有意水準にあり、環境の腐食性の大小にかかわら
ずｎは0.41〜0.42とほぼ一定値であった。

したがって、腐食指数は、埋設環境の腐食性と埋設期間
により、(6)式で予測できる。

ここで、実測値と(6)式による予測値の重相関係数Ｒは0.742であ
った。腐食指数の実測値Y₀と予測値の散布図を第４図に示す。また、ここで得た回帰モデル
の、欠陥や予測の偏りの有無を確認するために標準化残
差e_sを予測値に対してプロットした。ここで、は残差の標準偏差である。第５図に示したように、ここで得ら
れた腐食予測モデルは、特異な傾向を持つものではない
と判断される。

以上のように海成粘土の存在する所に埋設された鋳鉄管
の調査結果をサンプルとして、統計的な手法を用いて、
腐食と環境因子及び埋設期間との関係を調べた結果、次
のことが明らかになった。

(a)海成粘土は強い腐食性を示し、それは硫黄化合物を
多く含み、酸化すれば強酸性化することが特徴的であっ
た。

(b)海成粘土は地下水と共存する場合や、盛土に使用さ
れた場合に、腐食性がさらに強まる傾向にあった。

(c)埋設管の最大腐食深さの分布は対数正規分布にした
がった。

(d)腐食深さＰと埋設期間ｔとの関係をＰ＝ｋｔ^ｎで示
す場合、ｋを環境の腐食性を示すパラメーターであると
考えることにより、ｎは統計的に有意な水準で求めるこ
とができた。

(e)この場合、腐食深さの変動から、それに占める割合
の高い環境因子による変動を先に削除することにより、
埋設期間のような相対的に小さな変動を顕在化すること
が可能になることがわかった。

(f)また、パラメーターｎは環境の腐食性に存在するこ
となく一定であり、鋳鉄管の場合はn=0.4であった。

(g)以上のことにより、埋設管の最大腐食深さは、数個
の環境因子と埋設期間により、実用的な水準で予測する
ことができた。

発明の効果以上述べたように本発明によると、土中に埋設された鋳
鉄管の外面腐食の程度を示す孔食深さ(P)の成長速度を
時間(t)のべき乗関数にしたがって、Ｐ＝ｋｔ^ｎで表わし、パラメーター(k)を埋設地の環境因子に依存
すると仮定してこれらパラメータ(k)(n)を統計的に求め
るものであるため、上記鋳鉄管の腐食を高精度で予測す
ることができる。

【図面の簡単な説明】

第１図は本発明に基づく埋設管の腐食予測のための統計
的手法を示すフロー図、第２図は主成分分析における各
変数の位置を示す図、第３図は確率紙上における最大腐
食指数の累積度の分布を示す図、第４図は腐食指数の実
測値と予測値の散布図、第５図は腐食指数の予測値と標
準化残差の散布図である。

Claims

【特許請求の範囲】

【請求項１】土中に埋設された鋳鉄管の外面腐食の程度
を示す孔食深さ(P)の成長速度を時間(t)のべき乗関数に
したがって、Ｐ＝ｋｔ^ｎで表わし、上記(k)を埋設地の環境因子に依存すると仮
定して属性変数による重回帰分析により定量化し、次に
上記(n)を腐食深さの実測値と環境因子による予測値と
の差への線形モデルの回帰係数として求めることを特徴
とする埋設管の腐食予測方法。
【請求項２】土中に埋設された鋳鉄管の外面腐食の程度
を示す腐食指数(Y₀)の回帰モデルとして次式ここで、i=1,2,………，ｍ（サンプル数）Ｒ：要因数Ｃ_j：要因ｊにおけるカテゴリー数 δ_i(j)=1（固体ｉが要因ｊのカテゴリーに反応する
とき）または０（その他のとき）ａ_i,a_R+1：係数ｅ_i：誤差項を用いることを特徴とする請求項１記載の埋設管の腐食
予測方法。
【請求項３】パラメータ(n)を、次式 logY₀-logYc＝C+nlogt ここで、Y₀：外面腐食の程度を示す腐食指数 Yc：環境因子にもとづく腐食指数Ｃ：定数で表わされる線形モデルの回帰係数として求めることを
特徴とする請求項１記載の埋設管の腐食予測方法。
【請求項４】土中に埋設された鋳鉄管の外面腐食の程度
を示す腐食指数の予測値を、次式ここで、Yc：環境因子にもとづく腐食指数ｔ：埋設期間（年）を用いて求めることを特徴とする請求項１から請求項３
までのいずれかに記載の埋設管の腐食予測方法。