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    RC偏壓構(gòu)件精細(xì)抗力概率模型

    2014-03-06 05:45:04蔣友寶
    關(guān)鍵詞:現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)概率模型筋率

    蔣友寶,廖 強(qiáng),馮 鵬

    (長沙理工大學(xué) 土木與建筑學(xué)院,長沙 410004)

    中國現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)[1]在校核RC偏壓構(gòu)件截面的可靠度時(shí),是按固定偏心距的思路來分析的,即按某一固定偏心距值來選擇對應(yīng)的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)。這是一種不考慮偏壓破壞模式隨機(jī)不確定性的思路,因而當(dāng)偏壓破壞模式會隨機(jī)變化時(shí),按這種思路得到的可靠度校核結(jié)果將會有一定的誤差。

    貢金鑫等[2]的研究表明,即使不考慮偏心距的隨機(jī)變異性,設(shè)計(jì)為大偏壓的構(gòu)件仍會有發(fā)生小偏壓破壞的可能;而設(shè)計(jì)為小偏壓的構(gòu)件也會有發(fā)生大偏壓破壞的可能,即偏壓破壞模式的隨機(jī)可變性是較為常見的。實(shí)際結(jié)構(gòu)中由于荷載的非完全相關(guān)性[3-4],構(gòu)件截面上的彎矩和軸壓力亦是非完全相關(guān)的,即偏心距具有較強(qiáng)的隨機(jī)變異特性,顯然此時(shí)這種偏壓破壞模式的隨機(jī)可變性將會增強(qiáng)。而現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)[1]中的可靠度分析方法因?qū)Υ丝紤]不夠充分將會高估大偏壓構(gòu)件的設(shè)計(jì)可靠指標(biāo)[5-7],使得設(shè)計(jì)偏于不安全。研究表明RC大偏壓柱設(shè)計(jì)偏于不安全的問題亦存在于多個(gè)國家的結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)規(guī)范中。例如Milner等[8]的分析表明軸壓力與彎矩的隨機(jī)相關(guān)性(即偏心距的隨機(jī)特性)對RC柱可靠度的影響較大,當(dāng)軸壓力低于界限軸壓力時(shí)(即大偏壓情形),按美國ACI-318規(guī)范設(shè)計(jì)的RC柱會偏于不安全。另外,Hong等[9]分析了按加拿大規(guī)范設(shè)計(jì)的RC柱可靠度,結(jié)果表明不考慮偏心距的隨機(jī)特性會使RC大偏壓柱的設(shè)計(jì)可靠度偏低目標(biāo)可靠度較多。由于極限狀態(tài)時(shí),RC偏壓構(gòu)件截面能承受的軸壓力和彎矩是一條復(fù)雜的相關(guān)曲線,因此相關(guān)研究多采用數(shù)值積分 方 法[8-9]或 Monte Carlo方 法[10-11]等 來 計(jì) 算可靠度。事實(shí)上若能獲得一個(gè)隨偏心距值連續(xù)變化的抗力概率模型,則在偏心距和荷載效應(yīng)的隨機(jī)概率分布已知的情形下,可采用成熟的JC算法來求得不同偏心距值下的條件失效概率,然后由全概率原理便能較為精確地求得失效概率值。因此在這種思路下,如何獲得隨偏心距值連續(xù)變化的抗力概率模型便較為關(guān)鍵。Mirza等[12]采用Monte Carlo方法分析了美國ACI規(guī)范中RC偏壓構(gòu)件在不同偏心距和配筋率下的抗力概率模型,然后應(yīng)用這些概率模型,基于可靠度校準(zhǔn)得到了美國規(guī)范用抗力分項(xiàng)系數(shù)值。對比之下,中國現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)[1]中偏壓構(gòu)件抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)卻較為粗糙,僅以兩種偏壓(大小偏壓)狀態(tài)之分來給出相應(yīng)的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù),因而當(dāng)偏心距值變化、配筋率變化時(shí),標(biāo)準(zhǔn)[1]中的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)將較難精確地反映這種變化。這給RC偏壓構(gòu)件的可靠度分析與設(shè)計(jì)帶來了一定程度的不精確性。

    本文研究了不同偏心距和配筋率下RC偏壓構(gòu)件的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)。在此基礎(chǔ)上,對比分析了隨機(jī)偏心距下不同RC偏壓構(gòu)件抗力概率模型的適用性,供相關(guān)人員參考。

    1 RC偏壓構(gòu)件抗力模型的分析方法

    1.1 不同偏心距下抗力的計(jì)算

    考慮柱截面為對稱配筋的情形,依據(jù)現(xiàn)行混凝土結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)規(guī)范[13],當(dāng)柱截面在偏心距e下達(dá)到極限狀態(tài)時(shí),相應(yīng)的承載力計(jì)算式為

    式中:f′y為鋼筋抗壓強(qiáng)度;A′s為受壓鋼筋面積;fc為混凝土抗壓強(qiáng)度;α1為等效矩形受壓區(qū)的應(yīng)力換算系數(shù)(C50以下取為1.0);x為等效矩形受壓區(qū)的高度;h和h0分別為截面的幾何高度和有效高度;b為截面寬度;a′s和as分別為兩側(cè)鋼筋重心至相應(yīng)邊緣的距離;σs和As分別為遠(yuǎn)離軸向壓力一側(cè)的鋼筋應(yīng)力和面積。

    對于大偏壓破壞的情形,遠(yuǎn)離軸向壓力一側(cè)的鋼筋受拉能夠屈服,即σs=fy,這樣可求得此時(shí)柱截面所能承受的軸向壓力值N u,其計(jì)算式為

    而對于小偏壓破壞的情形,遠(yuǎn)離軸向壓力一側(cè)的鋼筋受拉不能屈服,σs可按式(4)計(jì)算。

    式中:ξ為相對受壓區(qū)高度;ξb為相對界限受壓區(qū)高度,取為0.55;β1為等效矩形應(yīng)力圖形中引入的高度系數(shù),取為0.8。設(shè)此時(shí)柱截面所能承受的軸向壓力值為Nu,其計(jì)算式為

    1.2 現(xiàn)行規(guī)范抗力概率模型的說明

    現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)[1]中偏壓構(gòu)件抗力模型中的統(tǒng)計(jì)參數(shù)如表1所示,其中κ表示平均值與標(biāo)準(zhǔn)值之比值,δ為變異系數(shù)。由于軸心受壓構(gòu)件與受彎構(gòu)件可視為偏壓構(gòu)件中偏心距e=0和e=∞的特例,因此表1同時(shí)列出了這兩類構(gòu)件的統(tǒng)計(jì)參數(shù)。

    表1 各種構(gòu)件的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)

    從表1可知,小偏壓構(gòu)件抗力模型中κ與δ值均較大;而大偏壓構(gòu)件抗力模型中κ與δ值均較?。磺冶?中不同偏心受力情形下κ與δ值的變化程度較大,例如當(dāng)e=0變化至e=∞時(shí),κ值下降了15%,δ值下降了41%。這說明現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中偏壓構(gòu)件抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)較為粗糙,沒有給出不同偏心距值下的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù),因此需加以完善。

    1.3 不同偏心距下抗力概率模型的分析方法

    由于抗力不確定的因素主要有材料強(qiáng)度的不確定性、截面幾何參數(shù)的不確定性和計(jì)算模式的不確定性。對于RC偏壓構(gòu)件,參考文獻(xiàn)[14],各種不確定變量的統(tǒng)計(jì)參數(shù)如表2所示。

    表2 各種抗力因素的統(tǒng)計(jì)參數(shù)

    由式(3)、式(5)可知偏壓構(gòu)件的抗力是混凝土強(qiáng)度、鋼筋強(qiáng)度和截面幾何參數(shù)的復(fù)雜函數(shù),再考慮計(jì)算模式不確定性后此函數(shù)式將更為復(fù)雜,因此應(yīng)用解析方法來推導(dǎo)其統(tǒng)計(jì)參數(shù)較為困難,為此采用Monte Carlo方法來進(jìn)行分析。定義歸一化的抗力變量R′,其計(jì)算式為

    式中Ω為計(jì)算模式不定性變量,下標(biāo)K表示標(biāo)準(zhǔn)值。相應(yīng)的計(jì)算流程如圖1所示。Mirza等[12]亦采用相同的思路對美國ACI規(guī)范中RC偏壓構(gòu)件的抗力概率模型進(jìn)行了分析??梢姡@種獲得抗力概率模型的分析方法具有較好的適用性和精度。

    圖1 抗力抽樣計(jì)算流程圖

    2 抗力概率模型的參數(shù)分析

    2.1 偏心距和配筋率的影響分析

    由式(1)、(2)可求得RC偏壓構(gòu)件界限破壞狀態(tài)時(shí),對應(yīng)的偏心距值eb為

    當(dāng)截面對稱配筋時(shí)有ρs=A′s/bh0。近似假定h0=0.9h和a′s=0.1h,則當(dāng)ρs在0.5%~2.0%內(nèi)取值時(shí),可求得eb的取值范圍為0.37h至0.74h(鋼筋和混凝土強(qiáng)度暫按標(biāo)準(zhǔn)值考慮)。

    在各種抗力因素的統(tǒng)計(jì)參數(shù)給定時(shí),由式(3)、(5)可知偏壓構(gòu)件抗力模型中的κ與δ值還與偏心距e、配筋率ρs有關(guān)??紤]偏心距在0.05~5h范圍內(nèi)變化,配筋率在0.5%~2.0%范圍內(nèi)變化,此時(shí)不同偏心距與配筋率下偏壓構(gòu)件抗力模型中的κ與δ值分別如圖2、圖3所示。

    圖2 κ值隨偏心距與配筋率的變化曲線

    圖3 δ值隨偏心距與配筋率的變化曲線

    計(jì)算表明,當(dāng)偏心距較小(e≤0.25h)時(shí),隨配筋率的增大,κ與δ值均減小。當(dāng)e=0.05h時(shí),不同配筋率下κ值的變化范圍為1.31~1.38,δ值的變化范圍為0.15~0.185,這些數(shù)值與表1中軸心受壓構(gòu)件的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)較為接近。而當(dāng)偏心距較大(e≥0.5h)時(shí),配筋率的變化對κ與δ值的影響開始減小,尤其是當(dāng)e≥2.0h時(shí),κ值已較為穩(wěn)定,約為1.14;δ值亦較為穩(wěn)定,約為0.10,這些數(shù)值與表1中受彎構(gòu)件的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)非常接近。

    這說明采用Monte Carlo方法計(jì)算得到的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)在偏壓構(gòu)件接近軸心受壓或受彎狀態(tài)時(shí)與現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)給出的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)是一致的,同時(shí)也說明計(jì)算方法具有較好的精度。

    2.2 抗力的概率分布模型

    結(jié)構(gòu)可靠度分析時(shí),抗力一般假定服從正態(tài)或?qū)?shù)正態(tài)分布。當(dāng)ρs為1.0%時(shí),典型情形下的抗力概率分布見圖4。

    圖4 不同抗力概率分布模型的對比

    從圖4中可看出,對于大偏壓構(gòu)件,正態(tài)或?qū)?shù)正態(tài)分布均具有較好的擬合精度;但對于小偏壓構(gòu)件,正態(tài)分布的擬合精度要優(yōu)于對數(shù)正態(tài)分布的擬合精度。當(dāng)配筋率和偏心距值取其他參數(shù)時(shí),仍有此結(jié)論。因此綜合考慮,可認(rèn)為RC偏壓構(gòu)件的抗力服從正態(tài)分布。

    對多種情形下的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)進(jìn)行數(shù)值分析可知,不同偏心距和配筋率下κ與δ值均可用式(11)所示的函數(shù)模型來擬合。

    式中p1、p2、p3、p4和p5均為與配筋率有關(guān)的擬合參數(shù)。其中p1表示e/h為∞(受彎)時(shí)的κ或δ值,p3/p5表示e/h為0(軸心受壓)時(shí)的κ或δ值,其余擬合參數(shù)為反映κ或δ隨e/h變化曲線特征的參數(shù)。當(dāng)偏心距在0.05~2.0h內(nèi)取值時(shí),不同配筋率下的擬合參數(shù)值見表3、表4。

    表3 不同配筋率下與κ值有關(guān)的擬合參數(shù)值

    表4 不同配筋率下與δ值有關(guān)的擬合參數(shù)值

    依據(jù)表3、表4中擬合參數(shù)計(jì)算得到統(tǒng)計(jì)參數(shù)值與直接采用Monte Carlo方法得到的數(shù)值非常接近,最大誤差不超過4%。當(dāng)配筋率取其他中間值時(shí),抗力模型的κ和δ值可近似由表3、表4插值得到。而當(dāng)偏心距e≥2.0h時(shí),由2.1節(jié)知,κ值可直接取為1.14,δ值可取為0.10。

    3 隨機(jī)偏心距下的適用性分析

    3.1 隨機(jī)偏心距下抗力的換算

    根據(jù)式(9)計(jì)算的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)是在給定偏心距值下抗力變量按其概率模型隨機(jī)抽樣來得到的,這與隨機(jī)偏心距下的實(shí)際設(shè)計(jì)情形有一定出入。實(shí)際設(shè)計(jì)時(shí)一般僅用偏心距設(shè)計(jì)值ed下的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)來衡量,并不用其他隨機(jī)偏心距值所對應(yīng)的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)。為此引入一換算系數(shù)λ,其計(jì)算式為

    式(12)中e的取值范圍可考慮為0.75ed~1.75ed,因?yàn)樵诖朔秶鷥?nèi)偏心距隨機(jī)取值對可靠度有較大影響。當(dāng)各抗力變量隨機(jī)變化時(shí),λ值也會隨機(jī)波動。由于抗力函數(shù)較為復(fù)雜,此處仍采用Monte Carlo方法來獲得λ的統(tǒng)計(jì)特性。

    計(jì)算表明,當(dāng)配筋率在0.5%~2.0%內(nèi)變化時(shí),ed在0.05~4.0h內(nèi)變化時(shí),λ的變異系數(shù)值較小,多數(shù)情形下不超過0.04,因此為簡化分析,可將λ按一確定的變量考慮,用其均值來代表。而在同樣的參數(shù)變化范圍內(nèi),λ均值變化較大,例如當(dāng)配筋率為1.0%時(shí),λ均值如表5所示,其他配筋率下λ均值與此相似。

    表5 配筋率為1.0%時(shí)λ的均值

    當(dāng)偏心距存在隨機(jī)變異性時(shí),可將偏心距的概率分布曲線離散成n個(gè)區(qū)段,設(shè)τ為離散步長,取每個(gè)區(qū)段的中點(diǎn)值ei作為該區(qū)段偏心距的代表值,因此由全概率計(jì)算公式可求得失效概率為

    式中右邊第一項(xiàng)表示給定偏心距值ei時(shí)的條件失效概率;第二項(xiàng)表示偏心距在 [ei-0.5τ,ei+0.5τ]內(nèi)的分布概率。將λ代入式(13)中右邊第一項(xiàng),可得到對應(yīng)的極限狀態(tài)方程

    3.2 不同抗力概率模型的適用性分析

    從表5中可知,若偏心距設(shè)計(jì)值較大(e≥0.5h)時(shí),則偏心距取某一大于偏心距設(shè)計(jì)值的隨機(jī)值時(shí),λ值會小于1.0較多,這顯然會增大式(14)失效的可能。這表明當(dāng)偏心距設(shè)計(jì)值較大時(shí),對失效概率貢獻(xiàn)較大的是偏心距取值大于偏心距設(shè)計(jì)值的情形。而現(xiàn)行設(shè)計(jì)方法在校核偏壓構(gòu)件可靠度時(shí)是按固定偏心距思路來確定抗力代表值,進(jìn)而選定其抗力概率模型。顯然這種思路對抗力隨偏心距值增大而減小的效應(yīng)考慮不夠充分,因此偏于不安全。

    另外當(dāng)偏心距設(shè)計(jì)值取為界限偏心距附近的數(shù)值時(shí),將會導(dǎo)致設(shè)計(jì)為小偏壓狀態(tài),卻出現(xiàn)大偏壓失效占較大可能的情形。此時(shí)由于現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中大小偏壓狀態(tài)對應(yīng)的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)有較大的差異,因而按現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中相應(yīng)的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)來計(jì)算可靠度將會有較大的誤差。

    而本文建議的抗力概率模型由于考慮了隨偏心距的變化,因而能更好地適用于隨機(jī)偏心距的情形,文后的算例分析會證明這點(diǎn)。此外該抗力概率模型還考慮了隨配筋率的變化,因而其適用性較現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中的抗力概率模型會更好一些。

    4 算例驗(yàn)證

    4.1 算例1(大偏壓構(gòu)件的可靠度分析)

    設(shè)一RC偏壓構(gòu)件,其軸壓力設(shè)計(jì)值Nd為532 k N,偏心距設(shè)計(jì)值ed=0.308 m。假定偏心距的概率分布值、不同偏心距下的軸壓力統(tǒng)計(jì)參數(shù)如表6所示,其中偏心距概率分布曲線的離散長度為0.1ed,每個(gè)區(qū)段的代表值為中點(diǎn)值ei,F(xiàn)(ei)表示偏心距在[ei-0.05ed,ei+0.05ed]內(nèi)的分布概率值。

    若該構(gòu)件采用300 mm×400 mm矩形對稱配筋截面,混凝土強(qiáng)度等級為C30,單側(cè)配有截面積為942 mm2的HRB335級別鋼筋。按現(xiàn)行規(guī)范驗(yàn)算,該構(gòu)件為大偏壓構(gòu)件,且恰能滿足設(shè)計(jì)要求。

    表6 算例1中偏心距與軸壓力的統(tǒng)計(jì)參數(shù)

    若不考慮偏心距隨機(jī)特性,按式(3)可求得抗力標(biāo)準(zhǔn)值為630 k N。假定抗力和軸壓力均服從正態(tài)分布,參見表1中大偏壓構(gòu)件的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)及表6中ei=ed時(shí)的荷載統(tǒng)計(jì)參數(shù)可求得可靠指標(biāo)為2.77。

    若考慮偏心距的隨機(jī)特性,則在關(guān)注的ei區(qū)域內(nèi),按式(11)可計(jì)算出不同偏心距值下抗力模型中的κ與δ值,再由Monte Carlo方法統(tǒng)計(jì)得到λ值,最終根據(jù)全概率公式(13)來計(jì)算總的失效概率。具體計(jì)算過程見表7,可求得失效概率為0.009 4,對應(yīng)可靠指標(biāo)為2.35。由表7可知,對失效概率貢獻(xiàn)較大的是偏心距隨機(jī)取 [1.25ed,1.55ed]區(qū)間內(nèi)值時(shí)的條件失效概率,此區(qū)間中點(diǎn)值對應(yīng)的λ值平均約為0.594,抗力下降程度較多。

    表7 按建議抗力概率模型計(jì)算得到的失效概率

    若在表7中,不同ei值下均采用表1中大偏壓構(gòu)件的κ和δ值,計(jì)算得到的可靠指標(biāo)值為2.26。而若采用Monte Carlo方法直接進(jìn)行抽樣,得到的失效概率值分別為0.009,對應(yīng)可靠指標(biāo)2.37。對于此算例,各種情形下可靠指標(biāo)的對比見表8。

    表8 不同計(jì)算模式下大偏壓構(gòu)件可靠指標(biāo)

    可見,不考慮偏心距的隨機(jī)特性,按現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中大偏壓構(gòu)件抗力模型進(jìn)行計(jì)算將會高估其可靠度較多,偏于不安全。而考慮偏心距隨機(jī)特性后,按現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中大偏壓構(gòu)件抗力模型得到的可靠度又會偏低

    (對應(yīng)失效概率偏高34%)。相比之下,建議的抗力概率模型的計(jì)算精度要更好一些。

    4.2 算例2(臨近界限時(shí)偏壓構(gòu)件的可靠度分析)

    在算例1中,若設(shè)計(jì)軸壓力Nd為873 k N(界限軸壓力為849 k N),偏心距設(shè)計(jì)值為ed=0.2 m,偏心距的概率分布值、不同偏心距下的軸壓力統(tǒng)計(jì)參數(shù)如表9所示,且假定仍采用相同的配筋截面,可知按小偏壓構(gòu)件驗(yàn)算也恰能滿足要求。

    表9 算例2中偏心距與軸壓力的統(tǒng)計(jì)參數(shù)

    若不考慮偏心距的隨機(jī)特性,按式(5)可求得抗力標(biāo)準(zhǔn)值為1 104 k N,這樣參見表1中小偏壓構(gòu)件的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)及表9中ei=ed時(shí)的荷載統(tǒng)計(jì)參數(shù)可求得可靠指標(biāo)為3.13。

    算例采用Monte Carlo方法直接進(jìn)行抽樣得到的可靠指標(biāo)為2.78,且抽樣結(jié)果表明大部分失效樣本點(diǎn)發(fā)生的并不是設(shè)計(jì)時(shí)的小偏壓破壞情形,而是大偏壓破壞情形。考慮偏心距的隨機(jī)特性后,采用本文建議的抗力概率模型,可求得可靠指標(biāo)為2.77;而不同ei值下若均采用表1中大偏壓構(gòu)件的抗力統(tǒng)計(jì)參數(shù)可求得可靠指標(biāo)為2.53。各種情形下可靠指標(biāo)的對比見表10。

    表10 不同計(jì)算模式下臨近界限偏壓構(gòu)件可靠指標(biāo)

    可見,不考慮偏心距隨機(jī)特性時(shí),按現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中小偏壓構(gòu)件抗力概率模型計(jì)算得到可靠指標(biāo)偏高0.35(對應(yīng)失效概率偏低68%);而考慮偏心距的隨機(jī)特性后,按現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中大偏壓構(gòu)件抗力概率模型來計(jì)算得到的可靠度則又偏低(對應(yīng)失效概率偏高110%)。因此,無論采用現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中的何種抗力概率模型,可靠度計(jì)算結(jié)果均有較大的誤差。而本文建議的抗力概率模型仍然具有較好的精度。

    5 結(jié) 論

    采用Monte Carlo方法研究了不同偏心距和配筋率下RC偏壓構(gòu)件的抗力概率模型,改進(jìn)了現(xiàn)有抗力概率模型較為粗糙、且在隨機(jī)偏心距情形下適用性較差的不足。主要研究結(jié)論如下:

    1)當(dāng)偏心距具有隨機(jī)變異性時(shí),現(xiàn)行大偏壓構(gòu)件設(shè)計(jì)方法偏于不安全的原因主要是對抗力隨偏心距值增大而減小的效應(yīng)考慮不夠充分。

    2)對于RC大偏壓或小偏壓構(gòu)件,采用正態(tài)分布變量來擬合其抗力的概率分布具有較好的精度,優(yōu)于對數(shù)正態(tài)分布變量的擬合精度。

    3)當(dāng)偏心距設(shè)計(jì)值接近或者大于界限偏心距值時(shí),無論采用現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中的何種抗力概率模型來計(jì)算可靠度均會有較大的誤差,而采用文中建議的抗力概率模型則具有較高的精度。

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    (編輯王秀玲)

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