PROIECT EVALUAREA RISCURILOR DE DEZASTRE LA NIVEL NAŢIONAL (RO- RISK) RAPORT HĂRȚI DE HAZARD, SCARA 1:25000 ELABORATORI Universitatea Tehnică de Const

PROIECT EVALUAREA RISCURILOR DE DEZASTRE LA NIVEL NAŢIONAL (RO- RISK) RAPORT HĂRȚI DE HAZARD, SCARA 1:25000 ELABORATORI Universitatea Tehnică de Construcții București UTCB 7 iunie 2016 1

Cuprins 1. Introducere... 3 2. Definiții... 3 3. Construcția arborelui de evenimente pentru incorporarea incertitudinilor epistemice în analiza probabilistică a hazardului seismic... 4 4. Stabilirea ponderilor ramurilor arborelui de evenimente... 7 5. Validarea și verificarea rezultatelor analizelor probabilistice de hazard seismic pentru teritoriul României... 9 6. Analize de sensibilitate a rezultatelor analizei probabilistice de hazard seismic... 12 7. Rezultatelor analizelor... 18 8. Bibliografie... 48 2

1. Introducere Analiza probabilistică de hazard seismic de tip Cornell-McGuire are două ipoteze fundamentale: definirea surselor seismice (falii tectonice și/sau zone în care activitatea seismică este distribuită spațial) şi reprezentarea seismicității ca un proces Poisson. Analiza probabilistică a hazardului seismic are ca punct central identificarea tuturor cutremurelor posibile (toate combinațiile posibile pentru poziție hipocentru magnitudine) ce ar putea afecta amplasamentul considerat şi caracterizarea analitică a recurenţei acestor evenimente seismice. Parametrii mișcărilor seismice ale terenului pe amplasament se determină aplicând relații de atenuare tuturor cutremurelor posibile. În final, hazardul seismic este definit ca rata/frecvenţa medie anuală de depăşire a unei amplitudini a parametrului ce descrie mișcarea seismică în amplasament. Perioada medie de revenire (intervalul mediu de recurenţă) a unei amplitudini a parametrului mișcării seismice în amplasament este valoarea inversă a ratei/frecvenţei medii anuale de depăşire a acelei amplitudini. Ipoteza poissoniană de producere a evenimentelor seismice permite stabilirea unei relații între rata medie anuală de depăşire a unei amplitudini şi probabilitatea de depăşire a acesteia într-un număr dat de ani (de obicei se consideră 50 de ani, perioadă egală cu durata de viaţă proiectată a clădirilor şi structurilor de importanţă obișnuită). Analiza probabilistică de hazard seismic combină contribuțiile la hazard ale diferitelor surse seismogene într-o singură frecvenţă anuală de depăşire a amplitudinii parametrului mișcării seismice; analiza deterministă consideră separat fiecare sursă seismogenă şi produce un rezultat ce corespunde unei singure surse seismice şi unui singur scenariu de cutremur. Acest raport cuprinde hărți de hazard seismic uniform pentru accelerații maxime ale terenului (PGA), intensități macroseismice (MMI) și intensități Arias corespunzătoare unor intervale medii de recurență IMR=100 ani, IMR=225 ani și IMR=475 ani. Aceste hărți sunt prezente in format digital (shape file) pe CD-ul atașat prezentului raport. 2. Definiții Următoarele definiţii sunt preluate din (Văcăreanu, 2011) și sunt prelucrate după (McGuire, 2004): Hazard seismic o mărime caracteristică a cutremurului ce poate produce avarii sau pierderi (de ex.: amplitudinea unui parametru al mișcării terenului într-un anumit interval de timp); în termeni generali, posibilitatea de a se produce mișcări seismice pentru un amplasament/zona/regiune dată; Analiza probabilistică a hazardului seismic metodologie pe baza căreia se determină frecvenţa/rata medie (număr mediu de evenimente pe unitate de timp) cu care se va produce un anumit hazard seismic. În mod curent, hazardul seismic se calculează ca frecvenţa/rata medie (așteptată) cu care o amplitudine a unui parametru al mișcării terenului va depăşi o valoare specificată; 3

Curba de hazard seismic o curbă ce reprezintă frecvenţele/ratele medii cu care anumite valori ale unui hazard seismic (de ex. amplitudinea unui parametru al mișcării terenului) sunt așteptate sa fie depăşite; de obicei, unitatea de timp este un an; Incertitudine aleatoare incertitudine probabilistică ce este inerentă in cazul unui fenomen aleator, care este asociată variabilității naturale a fenomenului şi care nu poate fi redusă prin date sau informații suplimentare; Incertitudine epistemică (de cunoaștere) incertitudine ce provine din cunoașterea incompletă a unui model sau parametru; acest tip de incertitudine poate fi redus, cel puțin conceptual, prin date suplimentare sau cunoștințe îmbunătățite; Interval mediu de recurenţă timpul mediu între producerea unui cutremur cu o anumită caracteristică de exemplu, un cutremur cu o magnitudine specificată într-o regiune sau dintr-o sursă seismică; intervalul mediu de recurenţă se referă la recurența cauzelor; Perioada medie de revenire timpul mediu între producerea unui hazard seismic de exemplu, o anumită amplitudine a unui parametru al mișcării terenului, sau un anumit nivel de avariere sau de pierderi într-un amplasament; perioada medie de revenire se referă la recurența efectelor. 3. Construcția arborelui de evenimente pentru incorporarea incertitudinilor epistemice în analiza probabilistică a hazardului seismic Pentru a încorpora în analiza probabilistică de hazard seismic (APHS) şi efectul incertitudinilor epistemice în modelarea surselor seismice şi a caracteristicilor de atenuare ale mișcării terenului se folosește metoda arborilor de evenimente (arbori logici) (Kramer, 1996; Bommer et al. 2005; Bommer şi Scherbaum, 2008). Ramurile arborilor reprezintă modele sau valori alternative ale parametrilor considerați în analiză. Incertitudinile epistemice sunt exprimate ca ponderi ale ramurilor reprezentând gradul de încredere în aplicabilitatea modelelor sau parametrilor corespunzători. Această abordare folosind arbori logici a fost introdusă de Kulkarni et al. (1984). O cerință esențială pentru alcătuirea unui arbore logic, uneori ignorată în practică, este ca toate ramurile ce pornesc dintr-un nod să reprezinte o mulțime completă de evenimente reciproc exclusive. Această metodă implică utilizarea de modele alternative pentru determinarea valorilor intermediare folosite în APHS. De exemplu, se pot folosi mai multe relații de atenuare, mai multe magnitudini prag inferior şi/sau superior, mai multe legi de recurenţă (nelimitate, trunchiate inferior şi/sau superior), toate acestea reflectând limitele cunoașterii fenomenului analizat. Fiecare combinație completă de modele alternative va conduce, în final, la o evaluare a ratei medii anuale de depăşire a unor valori particulare ale amplitudinii Y a parametrului mișcării terenului. Metoda implică şi stabilirea de ponderi pentru fiecare combinație completă de modele alternative; ponderile sunt interpretate ca verosimilități (sau grade de încredere) relative asupra corectitudinii modelelor. Suma ponderilor tuturor ramurilor ce converg într-un nod trebuie să fie egală cu 1. APHS se efectuează pentru toate combinațiile asociate cu ramurile finale ale arborelui; rezultatele analizelor individuale se ponderează cu verosimilitatea relativă a ramurii şi, în final, se însumează rezultatele individuale ponderate. 4

Folosirea curbelor de hazard seismic în proiectare implică alegerea unei rate/frecvenţe anuale de depăşire (ce rezultă din cuantificarea incertitudinilor aleatoare) şi a unui fractil/nivel de încredere (ce rezultă din cuantificarea incertitudinilor epistemice). Aceste două decizii pot fi interpretate ca selectarea unui nivel de siguranță cu un anumit nivel de încredere. Practica curentă este de a selecta curba medie de hazard. Pentru situațiile în care rata/frecvenţa medie anuală de depăşire a parametrului mișcării terenului este cuprinsă între 2ˑ10-3 și 4ˑ10-4 (ca în majoritatea aplicațiilor inginerești), rezultatele sunt raționale. Atunci când ratele medii anuale de depăşire sunt mai mici de 10-5, valorile extreme ale repartiției de probabilitate ale parametrului mișcării seismice conduc la curbe medii de hazard ce pot avea valori foarte mari. În acest ultim caz este rațională folosirea unei curbe mediane de hazard seismic ce nu este influențată puternic de valorile extreme ale parametrului mișcării terenului (Abrahamson şi Bommer, 2005). Atunci când, într-un arbore logic, se folosesc mai multe relații de atenuare apare problema conversiilor pentru parametrii ce le compun. Bommer et al. (2005) prezintă atât procedurile pentru efectuarea acestor conversii, cât şi sensibilitatea rezultatelor analizelor probabilistice de hazard seismic la efectuarea acestor conversii. Cea mai mare sensibilitate a rezultatelor este dată de diferitele definiții ale distanţei sursă-amplasament. De asemenea, Bommer et al. (2005) prezintă proceduri transparente de determinare a ponderilor pentru ramurile arborelui logic. Arborii de evenimente folosiți pentru evaluarea hazardului seismic din România în accelerații, intensități macroseismice și intensități Arias pentru proiectul RO-RISK sunt prezentați în Figurile 1.1 1.3. Figura 1.1. Arbore de evenimente folosit pentru evaluarea hazardului seismic în accelerații din România (Pavel et al. 2015) 5

Figura 1.2. Arbore de evenimente folosit pentru evaluarea hazardului seismic în intensități macroseismice din România Figura 1.3. Arbore de evenimente folosit pentru evaluarea hazardului seismic în intensități Arias din România 6

4. Stabilirea ponderilor ramurilor arborelui de evenimente În Figurile 1.1 1.3 sunt prezentați arborii de evenimente utilizați în cadrul analizelor probabilistice de hazard seismic efectuate în cadrul proiectului RO-RISK. Sursele seismice și parametrii de seismicitate au fost detaliați în cadrul raportului precedent. Astfel, au fost luate în considerare următoarele incertitudini: Incertitudini legate de adâncimea de focar. Pentru sursa seismică de adâncime intermediară Vrancea au fost considerate patru etaje de adâncime între 60 km și 180 km. Pentru sursele seismice crustale, în funcție de adâncimile de focar raportate în cadrul catalogului seismic ROMPLUS, au fost propuse trei valori diferite de adâncime, fiecare având pondere egală; Incertitudini legate de magnitudinile maxime asociate fiecărei surse, precum și de panta legii de recurență a magnitudinilor (parametrul β); Incertitudine legate de modelele (relațiile) de atenuare. Ponderile asociate relațiilor de atenuare sunt raportate în Tabelele 2.1 2.3. Tabelul 2.1. Ponderile utilizate pentru relațiile de atenuare folosite pentru evaluarea hazardului seismic în accelerații din România Vrancea fore-arc Vrancea back-arc Crustal Relație de Relație de Relație de Pondere Pondere atenuare atenuare atenuare Pondere VEA15a 0.40 VEA15a 0.40 CF08 0.40 BCH15 0.30 BCH15 0.40 AEA05 0.40 YEA97 0.30 AB03 0.20 AB10 0.20 Tabelul 2.2. Ponderile utilizate pentru relațiile de atenuare folosite pentru evaluarea hazardului seismic în intensități macroseismice din România Vrancea fore-arc Vrancea back-arc Crustal Relație de Relație de Relație de Pondere Pondere atenuare atenuare atenuare Pondere VEA15b 1,00 VEA15b 1.00 AEA12 0.50 PEA08 0.50 Tabelul 2.3. Ponderile utilizate pentru relațiile de atenuare folosite pentru evaluarea hazardului seismic în intensități Arias din România Vrancea fore-arc Vrancea back-arc Crustal Relație de Relație de Relație de Pondere Pondere atenuare atenuare atenuare Pondere FPG15 0.50 FPG15 0.80 TEA03 0.50 GBEA12 0.50 GBEA12 0.20 DT07 0.50 Semnificația abrevierilor din Tabelele În Tabelele 2.1 2.3, este următoarea: În cazul hazardului seismic în accelerații VEA15a (Văcăreanu et al. 2015a), BCH15 (Abrahamson et al. 2015), YEA97 (Youngs et al. 1997), AB03 (Atkinson și Boore, 7

2003), CF08 (Cauzzi și Faccioli, 2008), AEA05 (Ambraseys et al. 2005) și AB10 (Akkar și Bommer, 2010); În cazul hazardului seismic în intensități macroseismice VEA15b (Văcăreanu et al. 2015b), AEA12 (Allen et al. 2012) și PEA08 (Pasolini et al. 2008); În cazul hazardului seismic în intensități Arias FPG15 (Foulsner-Piggott și Goda, 2015), GBEA12 (Gómez-Bernal et al. 2012), TEA03 (Travasarou et al. 2003) și DT07 (Danciu și Tselentis 2007). Figura 1.4. Scalarea cu distanța epicentrală și cu magnitudinea a reziduurilor totale pentru trei relații de atenuare pentru intensități Arias (Foulsner-Piggott și Goda, 2015; Travasarou et al. 2003 și Danciu și Tslelentis, 2007) 8

Pentru stabilirea ponderilor asociate relațiilor de atenuare pentru intensități Arias, s-a efectuate o testare utilizând înregistrări seismice de la cutremurele vrâncene din 4 martie 1977 (MW =7,4 și h = 94 km), 30 august 1986 (MW =7,1 și h = 131 km), 30 mai 1990 (MW =6,9 și h = 91 km) și 31 mai 1990 (MW =6,4 și h = 87 km). Baza de mișcări seismice crustale conține înregistrări obținute în timpul a patru cutremure din 6 septembrie 2008 (MW =4,6 și h = 17 km), 8 septembrie 2013 (MW =4,5 și h = 10 km), 22 noiembrie 2014 (MW =5,5 și h = 39 km) și 7 decembrie 2014 (MW =4,4 și h = 40 km). O parte din rezultatele acestor analize sunt prezentate în Figura 1.4. 5. Validarea și verificarea rezultatelor analizelor probabilistice de hazard seismic pentru teritoriul României Metodele de testare a rezultatelor analizelor de hazard seismic prezentate în literatură propun o comparație a acestora cu observații empirice (este vorba fie de intensități seismice, fie de înregistrări ale mișcărilor seismice). O trecere în revistă a unor astfel de studii poate fi găsită în lucrarea lui Mak et al. (2014). În lucrarea lui Văcăreanu et al. (2015c) sunt discutate mai multe aspecte legate de validarea rezultatelor analizelor de hazard seismic. O parte din aspectele menționate în lucrarea de mai sus sunt redate în continuare. Albarello si D Amico (2008) împart aceste metode de testare în două tipuri: metode bazate pe numărare (counting methods) şi metode bazate pe verosimilitate (likelihood methods). Cei doi autori compară rezultatele analizei probabilistice de hazard pentru Italia folosind înregistrări obținute timp de 30 de ani (1976 2005) la 68 de stații seismice. Rezultatele analizelor arată diferențe importante pentru unele stații în sensul că rezultatele analizei probabilistice de hazard seismic subestimează rezultatele observate, dar autorii mai subliniază şi faptul că intervalul de timp pentru care sunt disponibile observațiile este prea scurt. Beauval et al. (2008) arată că pentru un proces Poisson având un interval mediu de recurenţă IMR = 475 ani este nevoie de 12000 de ani de observații pentru a putea avea un nivel de incertitudine de doar 20%. Desigur, această problema poate fi rezolvată având date de la mai multe stații, dar trebuie ținut cont de faptul că există destul de puține stații în România (şi chiar în lume) care au înregistrări seismice continue pentru mai mult de 35 40 de ani (de când au început sa apară primele accelerografe digitale care permit o înregistrare continuă). În cazul unui proces având IMR = 100 ani, este nevoie de 1000 de ani de observații pentru a avea o incertitudine (coeficient de variație) de 30% sau de 10000 de ani pentru o incertitudine de 10%. Beauval et al. (2008) arată că un nivel acceptabil de incertitudine (sub 30%) se poate obține doar pentru valori mici ale accelerației maxime ale terenului (PGA) chiar şi pentru o stație unde s-a obținut prima înregistrare în 1934 (stația seismică El Centro din sudul Californiei). Metoda lui Beauval et al. (2008) a fost aplicată şi pentru două stații seismice din Romania Vrâncioaia şi Carcaliu în articolul lui Aldea et al. (2014). Rezultatele arată în acest caz un nivel acceptabil de incertitudini doar pentru accelerații maxime ale terenului situate sub 0,05 g. Aceeaşi metodă a fost aplicată şi de Ordaz şi Reyes (1999) folosind înregistrări de la o stație seismică din Mexico-City, iar rezultatele au arătat o concordanţă bună între valorile observate şi cele rezultate dintr-o analiză probabilistică de hazard seismic. Ward (1995) adoptă o variantă diferită pentru a rezolva problema lipsei de înregistrări obținute pe perioade mai lungi de timp. Astfel, el generează observații folosind relații de atenuare şi un catalog seismic având o durata de 150 de ani. Rezultatele acestui studiu 9

sunt surprinzător de apropiate de valorile de hazard obținute anterior. În plus, autorul mai estimează o variabilitate de ± 20% a probabilităților pentru diferite valori de accelerații pentru oricare eșantion de catalog seismic de 30 de ani din catalogul complet de 150 de ani. Tasan et al. (2014) fac o evaluare a nivelului de hazard seismic din două ţări: Franța, care are o seismicitate redusă şi Turcia, care este caracterizată de o seismicitate foarte ridicată. Autorii utilizează o metodă de testare ce folosește înregistrări şi cataloage seismice combinate cu relații de atenuare. În cazul Franței, modelul de hazard seismic este în acord cu observațiile pentru intervale medii de recurenţă mai mari de 500 de ani. Totodată, în cazul Franței testarea s-a putut face doar pentru nivele de accelerații reduse. În cazul Turciei, modelul de hazard seismic produs în cadrul programului european de cercetare SHARE este acoperitor în cazul accelerațiilor cuprinse în intervalul 0,1 0,4 g. Stirling și Petersen (2006) adoptă o validare a rezultatelor de hazard folosind intensitățile macroseismice istorice pentru un număr de 78 de orașe din Noua Zeelandă şi din Statele Unite ale Americii. Analizele arată că în cazul Noii Zeelande si a părții de vest a Statelor Unite, nivelul de hazard obținut prin metoda probabilistică de hazard seismic este superior celui determinat istoric, în timp ce în cazul orașelor din centrul Statelor Unite tendința este inversă. O cauză a acestei situații ar putea fi incertitudinile legate de seismicitatea părții centrale a Statelor Unite, precum şi neincluderea condițiilor de teren în calcule. Mezcua et al. (2013) face o verificare a hazardului din Spania folosind intensitățile macroseismice ale cutremurelor produse în Peninsula Iberică în perioada 1396 2011. Rezultatele studiului arată că în unele zone frecvenţele anuale de depăşire rezultate din harta de hazard seismic sunt superioare celor obținute folosind catalogul istoric de cutremure, în timp ce în alte zone (Lugo, Malaga, Sevilla, etc) este exact invers. Autorii oferă şi unele motive ale acestei situații, printre care cea mai importantă pare a fi legată de utilizarea intensității macroseismice pentru validare care reprezintă un parametru subiectiv, precum şi conversia cu grad mare de incertitudine dintre intensitatea MMI (Modified Mercalli Intensity) şi accelerația maximă a terenului (PGA). Un articol despre utilizarea intensității macroseismice pentru evaluarea magnitudinii cutremurelor în cazul secvenței de cutremure din zona Emilia din 2012 a fost publicat de către Graziani et al. (2015). Autorii arată că intensitatea atribuită cutremurului din 20 mai 2012 (MW = 5,9) creste de la o valoare I0 = 7,5 determinată pe baza fondului construit existent până la o intensitate seismică I0 = 9 dacă sunt luate în considerare doar clădirile vechi de zidărie sau clădirile monumentale. Astfel, autorii sugerează că atribuirea unei intensități macroseismice bazată doar pe evaluarea avariilor de la clădiri monumentale/de patrimoniu nu este corectă şi poate duce la o supraestimare a mărimii evenimentului seismic. Validarea rezultatelor analizelor probabilistice de hazard seismic pentru România a fost efectuată în cadrul mai multor articole, precum: Aldea et al. (2014), Văcareanu et al. (2015c) sau Pavel et al. (2016). Astfel, s-au aplicat metode de testare bazate pe înregistrări seismice disponibile (Aldea et al. 2014), sau metode de testare bazate pe simularea unui catalog seismic cuplate cu utilizarea unei relații de atenuare (Văcăreanu et al. 2015c) sau metode de testare bazate pe comparația dintre numărul de depășiri al unui anumit nivel de accelerații rezultat dintr-o curbă de hazard şi numărul de depășiri ale aceluiaşi nivel de accelerații obținut prin metoda Monte Carlo pe baza ipotezei Poisson de producere a cutremurelor (Văcăreanu et al. 2015c) sau metode bazate pe comparația dintre curbele de hazard tradiționale și cele obținute pe baza unor simulări stochastice a mișcării seismice (Pavel et al. 2016). Astfel, în toate cazurile 10

s-a obținut o concordanță bună a rezultatelor obținute, în special pentru domeniul de perioade scurte șic are reprezintă domeniul de interes și în cadrul proiectului RO-RISK. În ceea ce privește incertitudinile asociate acestor analize probabilistice de hazard seismic, acestea au fost evaluate în Figura 1.5 utilizând o relație propusă de Douglas et al. (2014). O valoarea mai mică a incertitudinii denotă un nivel de încredere mai ridicat asociat hazardului seismic calculat pentru acel amplasament. Se observă cu ușurință din Figura 1.5 că cele mai mici valori ale incertitudinii sunt asociate zonelor geografice aflate sub influența dominantă a sursei seismice de adâncime intermediară Vrancea (Moldova și Muntenia), în timp ce incertitudinile mai mari sunt întâlnite pentru amplasamentele din Transilvania aflate sub influența dominantă a surselor seismice locale crustale. Figura 1.5. Evaluarea incertitudinilor asociate accelerației maxime a terenului corespunzătoare unui IMR = 475 ani Raportul dintre valoarea medie și cea mediană de hazard seismice corespunzătoare unui IMR = 475 ani este reprezentat în Figura 1.6. 11

Figura 1.6. Raportul dintre valoarea medie și cea mediană a accelerației maxime a terenului corespunzătoare unui IMR = 475 ani 6. Analize de sensibilitate a rezultatelor analizei probabilistice de hazard seismic Rezultatul analizelor de sensibilitate prezentate în acest capitol sunt exclusiv pentru sursa subcrustală Vrancea deoarece influența sa covârșitoare asupra hazardului seismic în cea mai mare parte a teritoriului României necesită o analiză atentă a ipotezelor de lucru. Influența duratei catalogului de cutremure Cu toate că pentru sursa seismică subcrustală Vrancea catalogul cutremurelor ROMPLUS (http://www.infp.ro/romplus/) conține informație începând cu anul 984, perioada de început prezintă incertitudini evidente în informația evenimentelor seismice și, în consecință, pentru a satisface criteriul de completitudine al catalogului, s-au utilizat doar informațiile din perioada recentă. Astfel, s-au considerat două posibile variante: a) perioada 1802 2014 și b) perioada 1901 2014. Tehnica Curburii Maxime a lui Wiemer și Wiss (2000) a fost folosită pentru evaluarea magnitudinii de completitudine (minime) pentru fiecare durată a catalogului de cutremure. Magnitudinea maximă Mmax (ex. limita superioară a magnitudinii care nu poate fi depășită) a fost evaluată pe baza datelor seismice utilizând procedura prezentata în Kijko (2004); astfel, avem două situații: a) 1802-2014 - MW,min=5,7; MW,max=8,2, și b) 1901-2014 - MW,min=4,8; MW,max=8,1. Curbele de hazard seismic pentru București (valorile de vârf ale 12

accelerației orizontale a terenului PGA, determinate ca medie geometrică a celor două componente perpendiculare, versus probabilități de depășire în 50 de ani) sunt prezentate în Figura 1.7. În ingineria civilă, domeniul de interes al probabilităților de depășire are limita inferioară la valoarea de 2% probabilitate de depășire în 50 ani (corespunzând unei perioade medii de revenire de 2475 ani). Probabilitatea de depășire recomandată pentru clădiri de importanță obișnuită este de 10% în 50 ani (ceea ce corespunde unei perioade medii de revenire de 475 ani). Rezultatele din Figura 1.7 evidențiază că în acest interval de interes (2% 10%) curbele de hazard seismic sunt practic identice, oricare ar fi durata catalogului. Diferențele încep să fie semnificative la probabilități de depășire foarte reduse, mai mici ca 1% în 50 de ani (corespunzând unei perioade medii de revenire de 4950 ani). Figura 1.7. Influența duratei catalogului de cutremure pentru București asupra rezultatelor (PGA) analizei APHS (Aldea et al., 2014) Influența magnitudinii maxime Analiza de sensibilitate pentru magnitudini maxime a fost efectuată utilizând catalogul pentru perioada 1802 2014 deoarece acesta include cel mai puternic cutremur documentat din România (26 octombrie 1802, MW 7,9). Magnitudinea minimă considerată în analiză este cea de completitudine: MW,min=5,7. Rezultatele obținute utilizând magnitudinea maximă credibilă evaluată analitic, MW,max=8,2, sunt comparate în Figura 1.8 cu rezultatele obținute considerând valori de magnitudine maximă mai puţin acoperitoare: MW,max= 8 și MW,max= 8,1. După cum era de așteptat, cu cât magnitudinea maximă este mai mare, cu atât valorile accelerației terenului sunt mai mari. Se poate observa că pentru o probabilitate de depășire de 10% în 50 ani curbele de hazard au valori destul de apropiate, după această valoare a probabilității de depășire diferența începe să devină semnificativă (aproximativ 10% diferență pentru accelerațiile cu 1% probabilitate de depășire în 50 de ani). 13

Figura 1.8. Influența magnitudinii maxime asupra rezultatelor (PGA) analizei APHS (Aldea et al., 2014) Influența magnitudinii minime Studiul influenței magnitudinii minime/magnitudinii de completitudine a fost realizat utilizând to catalogul de evenimente seismice din sursa subcrustală Vrancea din perioada 1802 2014. Rezultatele sunt comparate pentru trei ipoteze de magnitudine minimă: magnitudinea de completitudine MW,min=5,7, magnitudinea MW,min=5,8 și magnitudinea MW,min=5,6. Magnitudinea maximă considerată este aceeași în toate cele trei cazuri, MW,max= 8,2. Rezultatele sunt prezentate comparativ în Figura 1.9. Rezultatele obținute din ipotezele cu MW,min=5,7 și MW,min=5,8 sunt apropiate (mai mici în cel de-al doilea caz), în timp ce hazardul seismic este semnificativ mai mare când se utilizează MW,min=5.6. Ipoteza MW,min=5,8 satisface criteriul de completitudine al catalogului, dar reduce numărul de evenimente seismice din catalog. Din această cauză, și datorită efectelor limitate asupra rezultatelor hazardului seismic, această ipoteză a fost omisă în următoarele calcule ale analizei APHS. Întrucât ipoteza MW,min=5,6 nu satisface criteriul de completitudine al catalogului și distribuția observată magnitudine-frecvență se abate cu mult față de distribuția Gutenberg- Richter, și această ipoteză a fost eliminată din APHS. 14

Figura 1.9. Influența magnitudinii minime asupra rezultatelor (PGA) analizei APHS pentru București (Aldea et al., 2014) Influența adâncimii de focar Cutremurele din sursa subcrustală Vrancea au majoritatea covârșitoare a adâncimilor focale cuprinse între 60 și 180 km. Pentru a studia influența adâncimii focale asupra rezultatelor APHS s-au considerat două ipoteze: a) magnitudinea și adâncimea variabile aleatoare independente (catalogul de cutremure nu este divizat, fiind luate în considerare toate evenimentele seismice cu adâncimi focale în intervalul 60-180km; magnitudinea de completitudine, magnitudinea maximă și valorile parametrilor de seismicitate a și b sunt determinate folosind tot setul de date), și b) magnitudinea și adâncimea variabile aleatoare dependente" (catalogul de cutremure este împărțit în patru subcataloage, în fiecare dintre acestea fiind luate în considerare toate evenimentele seismice cu adâncimi focale cuprinse în patru intervale de adâncime: 60 90 km, 90 120 km, 120 150 km și 150 180 km; magnitudinea de completitudine, magnitudinea maximă și valorile parametrilor de seismicitate a și b sunt determinate separat pe subcatalog). Rezultatele comparative ale APHS sunt prezentate în Figura 1.10. Având în vedere scăderea substanțială a numărului de evenimente seismice din unele subcataloage, și creșterea în consecință a incertitudinilor rezultatelor APHS, s-a optat pentru folosirea ipotezei magnitudinea și adâncimea variabile aleatoare independente în calculele ulterioare. 15

Figura 1.10. Influența adâncimi focale asupra rezultatelor (PGA) analizei APHS pentru București (Aldea et al., 2014) Influența lui ε Un parametru important care influențează rezultatele analizei APHS este valoarea maximă a variabilei normale standard (vezi relația 3.1) (ε) ce este considerată în calcul. În Figura 1.11 sunt prezentate curbele de hazard seismic pentru trei valori: ε = 1, ε = 2 și ε = 3. Figura 1.11. Influența valorii ε asupra rezultatelor (PGA) analizei APHS pentru Bucuresti (Aldea et al., 2014) Se poate observa influența asupra rezultatelor a numărului (ε) de abateri standard logaritmice considerate în analiză, pentru toate valorile de probabilități de depășire. Aceste rezultate sunt în acord cu cele din studiile lui Strasser et al. (2008). 16

Influența relației de atenuare Influența relației de atenuare utilizată în analiza de hazard seismic pentru sursa seismică de adâncime intermediară Vrancea este prezentată pentru municipiul București (situat în fața arcului Carpatic) în Figura 1.12. Parametrul mișcării terenului utilizat pentru comparație în Figura 1.12 este valoarea de vârf a accelerației terenului (PGA). Relațiile de atenuare utilizate în acest calcul sunt: Youngs et al. (1997) YEA97, Zhao et al. (2006) ZEA06 și Văcăreanu et al. (2015) - VEA15. Se poate observa din Figura 5.26 că ZEA06 și VEA15 produc același nivel de hazard seismic pentru 10% probabilitate de depășire în 50 ani, în timp ce YEA97 și VEA15 conduc la aproximativ același nivel de hazard seismic pentru 1% probabilitate de depășire în 50 ani. Figura 1.12. Influența relației de atenuare în rezultatele analizei APHS pentru București. Relațiile de atenuare considerate sunt YEA97, ZEA06 și VEA15 17

7. Rezultatelor analizelor În figurile următoare este prezentată dezagregarea hazardului seismic (PGA corespunzător IMR=475 ani) pentru orașele reședință de județ. 18

19

20

21

22

23

24

25

26

27

28

29

30

31

32

33

34

35

36

37

În figurile următoare sunt prezentate hărțile de hazard seismic uniform în termeni de accelerații maxime a terenului (PGA), intensități macroseismice și intensități Arias pentru IMR = 100 ani, IMR = 225 ani și IMR = 475 ani. 38

39

40

41

42

43

44

45

46

47

8. Bibliografie 1. Abrahamson, NA, Gregor N, Addo K (2015), BC Hydro ground motion prediction equations for subduction earthquakes. Earthquake Spectra 32(1): 23-44. 2. Albarello D, D Amico V (2008) Testing probabilistic seismic hazard estimates by comparison with observations: an example in Italy. Geophysical Journal International 175: 1088-1094. 3. Aldea A, Văcăreanu R, Lungu D, Pavel F, Demetriu S (2014) Probabilistic seismic hazard assessment for Romania. Part II: sensitivity analysis. Proceedings of the 5 th National Conference on Earthquake Engineering and 1 st National Conference on Earthquake Engineering and Seismology, pp. 221-228. 4. Allen TI, Wald DJ, Worden CB (2012) Intensity attenuation for active crustal regions. Journal of Seismology 16(3): 409-433. 5. Atkinson G, Boore D (2003) Empirical ground-motion relations for subduction-zone earthquakes and their application to Cascadia and other regions. Bulletin of the Seismological Society of America 93(4): 1703-1729. 6. Beauval C, Bard PY, Hainzl S, Guéguen P (2008) Can strong-motion observations be used to constrain probabilistic seismic-hazard estimates?. Bulletin of the Seismological Society of America 98(2): 509-520. 7. Bommer JJ, Scherbaum F, Bungum H, Cotton F, Sabetta F, Abrahamson NA (2005) On the use of logic trees for ground-motion prediction equations in seismic-hazard analysis. Bulletin of the Seismological Society of America 95(2): 377-389. 8. Bommer JJ, Scherbaum F (2008) The use and misuse of logic-trees in probabilistic seismic hazard analysis. Earthquake Spectra 24: 997 1009. 9. Danciu L, Tseletis G-A (2007) Engineerign ground-motion parameters attenuation relationships for Greece. Bulletin of the Seismological Society of America 97(1B): 162-183. 10. Douglas J, Ulrich T, Bertil D, Rey J (2014) Comparisons of the ranges of uncertainty captured in different seismic-hazard studies. Seismological Research Letters 85: 977-985. 11. Foulser-Piggott R, Goda K (2015) Ground-motion prediction models for Arias intensity and cumulative absolute velocity for Japanese earthquakes considering single-station sigma and within-event spatial correlation. Bulletin of the Seismological Society of America, DOI: 10.1785/0120140316. 12. Gómez-Bernal A, Lecea MA, Juárez-García H (2012) Empirical attenuation relationship for Arias intensity in Mexico and their relation with the damage potential. Proceedings of Twelfth World Conference on Earthquake Engineering, Lisabona, Portugalia, paper no. 3826. 48

13. Graziani L, Bernardini F, Castellano C, Del Mese S, Ercolani E, Rossi A, Tertulliani A, Vecchi M (2015) The 2012 Emilia (northern Italy) earthquake sequence: an attempt of historical reading. Journal of Seismology 19(2): 371-387, 14. Kijko, A. (2004). Estimation of the maximum earthquake magnitude, mmax. Pure and Applied Geophysics 161: 1655 1681. 15. Kramer, SL (1996) Geotechnical earthquake engineering. Prentice Hall, Upper Saddle River, New Jersey. 16. Kulkarni, RB, Youngs RR, Coppersmith KJ (1984) Assessment of confidence intervals for results of seismic hazard analysis, in Proceedings, Eighth World Conference on Earthquake Engineering, vol. 1, International Association for Earthquake Engineering, Tokyo, Japonia, 263 270. 17. Mak S, Clements RA, Schorlemmer D (2014) The statistical power of testing probabilistic seismic-hazard assessments. Seismological Research Letters 85(4): 781-783. 18. McGuire R. (2004) Seismic Hazard and Risk Analysis, EERI, MNO-10. 19. Mezcua J, Rueda J, García Blanco RM (2013) Observed and calculated intensities as a test of a probabilistic seismic-hazard analysis of Spain. Seismological Research Letters 84(5): 772-780. 20. Ordaz M, Reyes C (1999) Earthquake hazard in Mexico-City: observations versus computations. Bulletin of the Seismological Society of America 89(5): 1379-1383. 21. Pasolini C, Gasperini P, Albarello D, Lolli B, D Amico V (2008) The attenuation of seismic intensity in Italy, part II: modeling and validation. Bulletin of teh Seismological Society of America 98(2): 692-708. 22. Pavel F, Văcăreanu R, Douglas J, Radulian M, Cioflan C, Bărbat A (2015) An updated probabilistic seismic hazard assessment for Romania and comparison with the approach and outcomes of the SHARE project. Pure and Applied Geophysics, DOI: 10.1007/s00024-015-1223-6. 23. Pavel F, Ciuiu D, Văcăreanu R (2016) Site dependent seismic hazard assessment for Bucharest based on stochastic simulations În: Văcăreanu R și Ionescu C (ed.) The 1940 Vrancea Earthquake. Issues, Insights and Lessons Learnt, pp. 221-233, DOI 10.1007/978-3-319-29844-3_15. 24. Stirling M, Petersen M (2006) Comparison of the historical record of earthquake hazard with seismic-hazard models for New Zealand and the continental United States. Bulletin of the Seismological Society of America 96(6): 1978-1994. 25. Strasser FO, Bommer JJ, Abrahamson NA (2008) Truncation of the distribution of ground-motion residuals. Journal of Seismology 12(1): 79-105. 26. Tasan H, Beauval C, Helmstetter A, Sandikkaya A, Guéguen P (2014) Testing probabilistic seismic hazard estimates against accelerometric data in two countries: France and Turkey. Geophysical Journal International 198(3): 1554-1571. 49

27. Travasarou T, Bray JD, Abrahamson N (2003) Empirical attenuation relationship for Arias intensity. Earthqauke Engineerign and Structural Dynamics 32: 1133-1155. 28. Văcăreanu, R. (2011) Siguranţa structurilor la acţiuni seismice şi climatice. Note de curs pentru anul I, Program master: Proiectarea construcțiilor civile şi industriale ȋn zone seismice - http://ccers.utcb.ro/images/siguranta_master_pccizs.pdf. 29. Văcăreanu R, Radulian M, Iancovici M, Pavel F, Neagu C (2015a). Fore-arc and backarc ground motion prediction model for Vrancea intermediate depth seismic source. Journal of Earthquake Engineering 19(3): 535-562. 30. Văcăreanu R, Iancovici M, Pavel F, Neagu C (2015b). Macroseismic intensity prediction equations for Vrancea intermediate-depth seismic source. Natural Hazards 79: 2005-2031. 31. Văcăreanu R, Pavel F, Aldea A, Arion C, Neagu C (2015c) Elemente de Analiză a Hazardului Seismic. Editura Conspress, București, ISBN 978-973-100-386-3, 215p. 32. Ward SN (1995) Area-based tests of long-term seismic hazard predictions. Bulletin of the Seismological Society of America 85(5): 1285-1298. 33. Wiemer S, Wyss M (2000) Minimum magnitude of complete reporting in earthquake catalogs: examples from Alaska, the western United States, and Japan. Bulletin of the Seismological Society of America 90(4): 859-869. 34. Youngs RR, Chiou SJ, Silva WJ, Humphrey JR (1997) Strong ground motion attenuation relationships for subduction zone earthquakes. Seismological Research Letters 68(1): 58-73. 35. Zhao JX, Zhang J, Asano A, Ohno Y, Oouchi T, Takahashi T, Ogawa H, Irikura K, Thio H, Somerville P, Fukushima Y, Fukushima Y (2006) Attenuation relations of strong ground motion in Japan using site classification based on predominant period. Bulletin of the Seismological Society of America 96(3): 898-913. 36. http://www.infp.ro/romplus/ 50