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Tecnología y Ciencias del Agua
, vol. VIII, núm. 4,julio-agosto de 2017, pp. 57-77
Gómez-Martínez
et al.
,
Metodología para caracterizar la eficiencia de una red de distribución sectorizada
•
ISSN 2007-2422
una expresión formada por una componente de
fallo aleatorio constante y una componente de
fallo por deterioro:
p
e
1,2
t
( )
=
A
+
B
1
+
c t D
(
)
(12)
Donde
A
,
B
,
C
y
D
son valores numéricos
constantes que varían en función de las carac-
terísticas particulares de cada red de estudio, y
t
es la antigüedad de la tubería en años.
En la figura 5a se muestran los resultados
parciales de los diferentes modelos de probabi-
lidad de fallo para cada variable. Por lo general
se identifica una componente aleatoria (valor
constante) más un término adicional en cada
caso; una componente función del tamaño (para
el caso del diámetro); otra exponencial por el de-
terioro para el caso del año de instalación; una
de modulación para el caso de la profundidad,
y otra para el caso de la presión.
Respecto del riesgo de discontinuidad exter-
no, la probabilidad de fallo responde al mismo
análisis considerado en el indicador anterior,
pero particularizado al caso de las tuberías de
la red estratégica con los datos disponibles de
la red de Canal de Isabel II. En este caso, en el
análisis de las roturas en las tuberías estratégi-
cas se identificaron tres variables explicativas
independientes: (1) año de instalación o edad
de la tubería, (2) diámetro y (3) presión media
de funcionamiento (ver figura 5b). A partir de
ellas se desarrolló el modelo conjunto de forma
análoga a la red de distribución:
Pb
i
=
p
1
t
( )
f
2
f
3
(13)
Donde
Pb
i
es la probabilidad de fallo de la
tubería estratégica
i
;
p
1
(t)
, la probabilidad de
rotura de las tuberías estratégicas en función del
año de instalación;
f
2
, el factor de corrección en
función del diámetro, y
f
3
es el correspondiente
a la presión media. Para el ajuste de la probabili-
dad de rotura se emplea una expresión formada
por una componente de fallo aleatorio constante
y dos componentes de fallo por deterioro, en
función de la antigüedad de la tubería:
p
e
1
t
( )
=
E
+
Gt
+
H
1
+
J t K
(
)
(14)
Donde
E
,
G
,
H
,
J
y
K
son valores numéricos
constantes que varían en función de las carac-
terísticas particulares de cada red de estudio, y
t
es la antigüedad de la tubería en años.
El análisis de los indicadores con la configu-
ración del sector permite extraer conclusiones
sobre su repercusión en el comportamiento
del sector. En la figura 6a se puede observar la
influencia del nivel de mallado, expresado como
longitud de red, dividido por número de pro-
piedades, en el riesgo interno. Si este nivel es in-
ferior a 50 m/propiedad se tiene una dispersión
de resultados, pero por encima de ese valor to-
dos los sectores tienen un buen comportamiento
frente al riesgo interno de discontinuidad. La
explicación de esta observación se debe a la
minimización del impacto al aumentar el nivel
del mallado, pues se reduce el área de afección
y con ello el número de propiedades implica-
das por las posibles roturas. En este sentido,
aunque el nivel de mallado esté por debajo de
ese umbral, se observan ciertos sectores con un
comportamiento adecuado en cuanto al riesgo
interno. Esto se puede deber a que una correcta
sectorización facilita el establecimiento de un
rango de presiones adecuado que puede reducir
la probabilidad de fallo (Lambert & Thornton,
2011), y con ello el riesgo de discontinuidad.
Calidad
Se han construido las correspondientes fun-
ciones de distribución acumuladas de los dos
indicadores, genérica y condicionadas a las
incidencias. Según la metodología descrita
para un tamaño de muestra de 494 sectores, el
estadístico de contraste resultante es de 0.061. El
resultado del test estadístico K-S para cada uno
de los indicadores de calidad se muestra en la
figura 6, donde se aprecia la separación máxima
entre las funciones de distribución genérica y
condicionada para los dos indicadores frente a
las incidencias registradas. Este análisis ha per-
mitido confirmar la influencia del porcentaje de
