Torkningssprickor och slutfuktkvoter

DTK)

Ove Söderström

Torkningssprickor och

slutfuktkvoter

Drying Checks and End Moisture Contents

Trätek

Ove Söderström

TORKNINGSSPRICKOR OCH SLUTFUKTKVOTER Drying Checks and End Moisture Contents

TräteknikCentrum, Rapport I 9011062 Nyckelord drying checks surface checking wood drying Stockholm a u g u s t i 1990

Rapporter från TräteknikCentrum är kompletta sammanställningar av forskningsresultat eller översikter, utvecklingar och studier. Publicerade rapporter betecknas med I eller P och numreras tillsammans med alla utgåvor från Träteknik-Centrum i löpande följd.

Citat tillätes om källan anges.

Reports issued by the Swedish Institute for Wood Technology Research comprise complete accounts for research results, or summaries, surveys and

stu-dies. Published reports bear the designation I or P and are numbered in consecutive order together with all the other publications from the Institute.

Extracts from the text may be reproduced provided the source is acknowledged.

TräteknikCentrum betjänar de fem industrigre-narna sågverk, trämanufaktur (snickeri-, trähus-, möbel- och övrig träbearbetande industri), träfi-berskivor, spånskivor och plywood. Ett avtal om forskning och utveckling mellan industrin och Styrelsen för Teknisk Utveckling (STU) utgör grunden för verksamheten som utförs med egna, samverkande och externa resurser. Träteknik-Centrum har forskningsenheter, förutom i Stock-holm, även i Jönköping och Skellefteå.

The Swedish Institute for Wood Technology Re-search serves the five branches of the industry: saw-mills, manufacturing (joinery, wooden houses, fur-niture and other woodworking plants), fibre board, particle board and plywood. A research and deve-lopment agreement between the industry and the Swedish National Board for Technical Development (STU) forms the basis for the Institute's activities. The Institute utilises its own resources as well as those of its collaborators and other outside bodies. Apart from Stockholm, research units are also located in Jönköping and Skellefteå.

INNEHALLSFÖRTECKNING

Sid

1. SAMMANFATTNING 3 2. INLEDNING 4 3 JÄMFÖRELSE MELLAN TVÄ PARTIER 5

4. INDIVIDUALISERADE MÄTNINGAR 9

5. SLUTSATSER 11 6. REFERENSER 12 7. SUMMARY 12

1. SAMMANFATTNING

I r a p p o r t e n ges förslag t i l l h u r två v i r k e s p a r t i e r s k a l l jämföras med av-seende på sprickförekomst. S k i l l n a d görs mellan v i r k e s b i t a r med r e s p e k t i v e utan s p r i c k o r .

Analysen v i s a r dock a t t s p r i c k b i l d n i n g e n i första hand beror på d e n s i t e t e n men med låg k o r r e l a t i o n s k o e f f i c i e n t . Här saknas f o r t f a r a n d e den mest r e l e -vanta s t y r - o c h / e l l e r m a t e r i a l p a r a m e t e r n . S l u t f u k t k v o t e n däremot beror i första hand på torkningsschemat.

2. INLEDNING

S p r i c k b i l d n i n g v i d t o r k n i n g är e t t av träindustrins g i s s e l , som i möjli-gaste mån bör undvikas. O l i k a sätt a t t handha t o r k n i n g e n på sågverken ger o l i k a k v a l i t e t s u t f a l l . Det kan exempelvis vara o l i k a torkningsschemata som används, men även andra saker kan påverka, t ex sågsättet (Söderström och Sederholm, 1988). Det är av s t o r t i n t r e s s e a t t t a fram en s t a t i s t i s k metod för a t t göra en adekvat jämförelse m e l l a n o l i k a v i r k e s p a r t i e r med avseende på s p r i c k b i l d n i n g .

S p r i c k b i l d n i n g e n s orsaker f i n n s i n t e k l a r l a g d a . Det är sedan t i d i g a r e känt a t t d e n s i t e t e n påverkar sprickförekomsten (Malmquist, 1984). Dessutom är det t r o l i g t a t t torkningsschemat påverkar, men även andra process- och m a t e r i a l p a r a m e t r a r kan vara av b e t y d e l s e .

3. JÄMFÖRELSE MELLAN T V Ä P A R T I E R

Som mått på sprickförekomsten används den r e l a t i v a s p r i c k a r e a n (Malmquist, 1984). E t t a n t a l försök har utförts, d e l s med e t t i d e a l t torkningsschema, d e l s med e t t s k t e m p e r a t u r f a l l s c h e m a . De två s e r i e r n a har utförts i Trä-teks mobila t o r k n i n g s l a b o r a t o r i u m och experimenten betecknas I D (avseende experimenten T32 + T34 + T40) och TF (avseende experimenten T35 + T36 +-T41). De första analyserna är redan a v r a p p o r t e r a d e (Söderström, 1988). Då provades de p a r a m e t e r f r i a t e s t e r n a , men de bedömdes vara alltför svaga för a t t kunna särskilja två p a r t i e r . Dessa t e s t e r kommer i n t e a t t behandlas v i d a r e i d e t t a a r b e t e .

I programpaketet STATGRAPHICS för persondator f i n n s färdiga program för jämförelse m e l l a n två p a r t i e r . Förutsättningen är a t t de s t o k a s t i s k a v a r i a b l e r n a kan anses vara normalfördelade. Om så är f a l l e t kan d e t sed-v a n l i g a t - t e s t e t göras. D e t t a utfördes på ID och TF och r e s u l t a t e t sed-visade a t t d e t i n t e v a r någon s i g n i f i k a n t s k i l l n a d mellan medelvärdena på r e l a t i -va s p r i c k a r e a n .

Normalfördelningsantagandet är mycket dåligt när d e t gäller r e l a t i v a s p r i c k a r e o r , t y d e l s är v i s s a v i r k e s b i t a r h e l t s p r i c k f r i a , d e l s kan s p r i c k a r e a n i n t e vara mindre än n o l l . E t t x ^ - t e s t med normalfördelningen för s p r i c k a r e a n i försök ID ger = 453 och i försök TF x2 = 442. D e t t a är mycket höga värden (se nedan) och v i s a r a t t normalfördelningsantagandet är dåligt.

Som föreslagits t i d i g a r e bör de s p r i c k f r i a v i r k e s b i t a r n a särbehandlas (Söderström, 1988). D e t t a kan göras på följande sätt (Vännman, 1989): a^ = r e l a t i v s p r i c k a r e a på v i r k e s b i t i n = t o t a l a a n t a l e t v i r k e s b i t a r K = a n t a l e t v i r k e s b i t a r med a^ > O k = o b s e r v e r a t värde på K. a i och K är s t o k a s t i s k a v a r i a b l e r . En v i r k e s b i t är a n t i n g e n sprucken e l l e r e j . P ( a i > 0) = P ( 1 ) P ( a i = 0) = 1 - p ( 2 ) Det betyder a t t K är binomialfördelad ( n , p ) . p s k a t t a s lämpligen med ^.

Förväntningsvärdet för a^ b l i r då

E(ai) = O • (1 - p) + p E ( a i | a i > 0) ( 3 ) där E ( a i a-^ > 0) är förväntningsvärdet av aj^ b e t i n g a t av a t t aj^ > 0. För

a t t komma v i d a r e måste en fördelningsfunktion väljas för de a^ som är större än 0. STATGRAPHICS e r b j u d e r möjligheter a t t t e s t a e t t a n t a l o l i k a fördelningsfunktioner med x ^ - t e s t . T a b e l l e r n a 1 och 2 v i s a r a t t exponen-tialfördelningen ger de lägsta x^-värdena för såväl ID som TF. Motsvarande histogram v i s a s i f i g u r e r n a 1 och 2 med i n l a g d e x p o n e n t i a l f u n k t i o n . Detta v a l av fördelningsfunktion kan motiveras av a t t s a n n o l i k h e t e n a t t få en s p r i c k a i e t t s p r i c k a r e a i n t e r v a l l Ax är ÄAx där Ä är den s k i n t e n s i t e t e n , som exempelvis kan v a r a en y t e n e r g i . Då b l i r ÄAx den f r i g j o r d a e n e r g i n när

TABELL 1, Test av o l i k a fördelningar för s p r i c k a r e o r större än n o l l för ID. Fördelning _X 2 F r i h e t s g r a d e r Signifikansnivå 2 X 798 7 0 Erlang 16.246 10 0.093 Exponential 16.246 11 0.132 Gamma 16.677 10 0.082 Lognormal 41.200 10 10-5 Normal 137.242 12 0 Student's t 139.5 2 0 Uniform 187.7 15 0 W e i b u l l 16.841 10 0.078

TABELL 2. Test av o l i k a fördelningar för s p r i c k a r e o r större än n o l l för TF. Fördelning _X 2 F r i h e t s g r a d e r Signifikansnivå 2 X 345.2 6 0 Erlang 17.882 11 0.084 Exponential 17.882 12 0.119 Gamma 23.682 12 0.022 Lognormal 54.158 11 1.1-10"^ Normal 153.0 13 0 Student's t 121.2 2 0 Uniform 223.5 17 0 W e i b u l l 24.637 12 0.017 s p r i c k a r e a n ökar från x t i l l x + Ax. Om nu s a n n o l i k h e t e n för a t t d e t i n t e s p r i c k e r i i n t e r v a l l e t från O t i l l x betecknas P ( x ) , erhålles sambandet

P(x + Ax) = P(x)(1-XAx) e l l e r i d i f f e r e n t i a l f o r m dP dx som i n t e g r e r a d b l i r P(x) = e"^""

d v s s a n n o l i k h e t e n a t t d e t f i n n s en s p r i c k a r e a > O, men som är mindre än x är följaktligen 1 - e"^^.

Frequeiicy Hl stogran

Frequeifx;y Histogran

F r e k v e n s f u n k t i o n e n b l i r då Åe"^^, d v s d e t är en exponentialfördelning. Ovanstående ger en kompletterande f y s i k a l i s k förklaring t i l l a t t de v i r -k e s b i t a r som s p r u c -k i t -kan vara exponentialfördelade. Med exponentialför-delningsantagandet b l i r

~ - XY 1

E(a. |a. > 0) = ^ X Xe ^'^ dx = ^ (4) som med (3) ger

E(a.) = p ^ (5) k

För e t t g i v e t värde K = k b l i r v a r i a b e l n T = E a. gammafördelad (Rudemo och Råde 1974) med f r e k v e n s f u n k t i o n e n ^

f i \ _ A X "Ax ^k^^^ " ( k - D ! ^

Med hänsyn t i l l a t t K är B i n ( n , p ) b l i r följaktligen den obetingade f r e k v e n s f u n k t i o n e n för T

k k-1

, , P A X -Ax ,n. k .n-k

* T " " = k l i (FTTT ^ (k' P '^-P'

v a r u r väntevärdet och v a r i a n s e n kan beräknas för T E(T) = ^ V(T) = ^ (2-p) T och för - således _n V,T, = . . . . . . T Om n ar tillräckligt s t o r fås, e n l i g t c e n t r a l a gransvärdessatsen, -fördelningen N ( f , / ^ % ^ ) nA'

Genom a t t tillämpa ovanstående metodik på ID och TF, kunde ingen s k i l l n a d mellan p a r t i e r n a k o n s t a t e r a s . S l u t s a t s e n måste b l i a t t torkningsschemat i n t e har någon i n v e r k a n på s p r i c k b i l d n i n g e n , åtminstone i n t e med den s k i l l n a d i schemata som föreligger i d e t t a f a l l (Söderström, 1988). En annan möjlig s l u t s a t s är a t t någon annan v i k t i g m a t e r i a l e l l e r s t y r p a r a -meter s k i l j e r i de två p a r t i e r n a .

4. INDIVIDUALISERADE MÄTNINGAR

Som framgått ovan är d e t svårt a t t s k i l j a två p a r t i e r från varandra med avseende på r e l a t i v a s p r i c k a r e o r . En adekvat fråga måste då b l i om d e t är några andra m a t e r i a l e l l e r processparametrar, förutom o l i k a t o r k n i n g s -schemata, som påverkar s p r i c k b i l d n i n g e n . Därför utfördes två nya mätningar med d e l s e t t i d e a l t schema, d e l s med e t t temperaturfallsschema (T65 r e s -p e k t i v e T66). Bägge försöken utfördes med 75 x 150 färsk f u r u . Våttem-pera- Våttempera-t u r e n v a r 38 *C. S a m Våttempera-t i d i g Våttempera-t uppmäVåttempera-tVåttempera-tes d e n s i Våttempera-t e Våttempera-t e n , begynnelsefukVåttempera-tkvoVåttempera-ten, s l u t f u k t k v o t e n , kärnvedsandelen, märgläget och årsringsbredden på v a r j e planka i såväl topp- som rotänden. Dessutom mättes r e l a t i v a s p r i c k a r e a n

och v a r j e v i r k e s b i t markerades med d e t torkningsschema som den t o r k a t s med.

S k i l l n a d e n mellan topp- och rotändens d e n s i t e t e r och b e g y n n e l s e f u k t k v o t e r b i l d a d e s . Som väntat b l e v dessa s k i l l n a d e r s i g n i f i k a n t s k i l d a från n o l l i bägge p a r t i e r n a . Därefter reducerades a n t a l e t v a r i a b l e r genom a t t medelvärdesbilda r o t och toppändevärden. Som beroende v a r i a b l e r valdes r e l a t i va s p r i c k a r e a n och s l u t f u k t k v o t e n . Regressionsanalys med s t e g v i s v a r i a b e l -u r v a l på sammansättningen av de två dataseten gav a t t r e l a t i v a s p r i c k a r e a n i första hand beror på d e n s i t e t e n . Den t o t a l a k o r r e l a t i o n s k o e f f i c i e n t e n var e m e l l e r t i d låg (se t a b e l l 3 ) . Samma analys för s l u t f u k t k v o t e n gav

e m e l l e r t i d r e s u l t a t e t a t t den i första hand b e r o r på v i l k e t t o r k n i n g s s c h e ma, som använts. I andra hand kom d e n s i t e t e n . Här b l e v den t o t a l a k o r r e l a -t i o n s k o e f f i c i e n -t e n hög (se -t a b e l l 4 ) .

Ovanstående analys v i s a r k l a r t a t t s l u t f u k t k v o t e n beror på t o r k n i n g s s c h e -mat. Detta r e s u l t a t är väntat, l i k s o m r e s u l t a t e t a t t r e l a t i v a s p r i c k a r e a n beror på d e n s i t e t e n . I d e t sistnämnda f a l l e t är dock k o r r e l a t i o n s k o e f f i -c i e n t e n så låg a t t den s l u t s a t s e n måste dras a t t s p r i -c k a r e a n beror på någ-r a okända panåg-rametnåg-ranåg-r. En v i k t i g panåg-rametenåg-r, som i n t e m e d t a g i t s hänåg-r, änåg-r fönåg-r- för-modligen m e l l a n l a g r i n g s t i d e n från sågning t i l l t o r k n i n g . En o k o n t r o l l e r a d begynnande t o r k n i n g av den nysågade varan ökar r i s k e n för a t t ytans f u k t k v o t snabbt kommer under fibermättnad och börjar krympa. Då b i l d a s k r a f t i -ga dragspännin-gar i y t a n som medför s p r i c k b i l d n i n g då brottgränsen över-s k r i d över-s .

10 TABELL 4. Analys av r e l a t i v a s p r i c k a r e a n . s t e p w i s e S e l e c t i o n f o r TRR.As S e l e c t i o n : F c r w a r d Ma;< imum s t e p s : 5 0 0 F - t o - e n t e r : ^ .00 C o n t r o l : Manual S t e p : 2 F - t o - r e m o v e : .00 R - s q u a r e d : . 3 ^ 2 0 3 A d j u s t e o : .33^06 MSE: 0 . 0 1 1 0 7 8 8 d . '.: 165 V a r i a b l e s i n Model C o e f f . F-Remove V a r i a b l e s Not i n Model P . C o r r . F - E n t e r

1 . T R R . D e n s i t y 0 . 0 0 1 5 6 8 2 . 3 6 5 2 2 . TRR.U i n . 1383 3 . 1 9 3 6 k. T R R . X p i t 0 . 0 0 1 5 5 ^.1781 3. TRR.My . 1236 2 . 5 ^ 6 2 k. T R R . X p i t 5 . TRR.Dy . 1071 1.90^0 6. T R R . S c h e d . 0 3 3 ^ . 1828 TABELL 5. Analys av s l u t f u k t k v o t e n . s t e p w i s e S e l e c t i o n f o r TRR.Uf S e l e c t i o n : F o r w a r d Maximum s t e p s : 5 0 0 F - t o -- e n t e r ; i * . 00 C o n t r o l : Manual S t e p : 5 F - t o - r e m o v e : ^+.00 R - s q u a r e d : . 8 5 ^ 3 9 A d j u s t e d : . 8 5 0 ^ 2 MSE: ^ . 8 5 9 1 ^ 2 - 5 d . f . : 162 V a r i a b l e s i n Model C o e f f . F-Remove Va r i a b l e s Mot i n Model P . C o r r . F - E n t e r

1. TRR.Dens i t y O.OOOl"^ 1 2 5 . 5 2 9 2 3. TRR.My .0121 .0235 2. T R R . U i n 0.03301 7 0 . 9 0 5 0

^. T R R . X p i t 0 . 0 0 0 2 1 1^.8018 5. TRR.Dy - 0 . 0 0 2 3 2 5 . 6 ^ 0 6 6. T R R . S c h e d 0.02^+55 ^+33.25^9

11

5. SLUTSATSER

Den föreslagna metoden a t t jämföra två v i r k e s p a r t i e r med avseende på r e l a t i v a s p r i c k a r e o r bör t e s t a s i p r a k t i k e n och därefter v i d behov m o d i f i e -r a s . Användningen ha-r k l a -r t v i s a t a t t k v a l i t e t s u t f a l l e t med avseende på s p r i c k o r v i d o l i k a torkningssätt i n t e är särskilt s t a r k t beroende på t o r k -ningsschemats d e t a l j e r a d e u t f o r m n i n g , när k o n s t a n t våttemperatur används. Det bör betonas a t t denna metodik a t t särskilja de s p r i c k f r i a v i r k e s b i t a r -na från h e l a p a r t i e t , endast är e t t förslag t i l l en s t a t i s t i s k

behand-l i n g . P r a k t i s k a prov i större o m f a t t n i n g får ge besked om användbarheten. Sprickareans s t o r l e k beror i första hand på d e n s i t e t e n , men analysen v i s a r k l a r t a t t även d e t t a beroende är förhållandevis svagt. Det betyder a t t den v i k t i g a s t e m a t e r i a l o c h / e l l e r styrparametern som s t y r s p r i c k a r e a -u t f a l l e t f o r t f a r a n d e saknas. Här bör n y t t försök göras och d e t f i n n s skäl a t t misstänka a t t m e l l a n l a g r i n g s t i d e n e f t e r sågningen och före t o r k n i n g e n är av s t o r b e t y d e l s e f o r k v a l i t e t s u t f a l l e t med avseende på s p r i c k o r . Det

f i n n s alltså skäl a t t undersöka d e t t a . En annan tänkbar parameter är kvistförekomsten.

12

6. REFERENSER

Malmquist, L., 1984: "Compoundtorkning av v i r k e . En analys av t o r k n i n g s -skador", TräteknikRapport nr 62.

Rudemo, M. och Råde, L., 1967: "Sannolikhetslära och s t a t i s t i k med t e k -niska tillämpningar. Del 1", Biblioteksförlaget, Stockholm.

Söderström, 0., 1988: "Inverkan av s t o r a blåsdjup i kammartorkar", Trätek-nikCentrum, Rapport I 8806047,

Söderström, 0. och Sederholm, J., 1988: "Sågsättets i n v e r k a n på v i r k e s k v a -l i t e t e n e f t e r t o r k n i n g " , TräteknikCentrum, Rapport I 8806037.

Vännman, K., 1989: P r i v a t k o n t a k t , r a p p o r t under utarbetande. 7. SUMMARY

This r e p o r t presents ways t o compare two timber p a r c e l s w i t h regard t o checks. D i f f e r e n c e i s made between pieces o f wood w i t h and w i t h o u t checks. However, t h e a n a l y s i s shows t h a t t h e f o r m a t i o n o f checks p r i m a r i l y depends on t h e d e n s i t y o f t h e wood b u t w i t h a low c o e f f i c i e n t o f c o r r e l a t i o n . The main and most r e l e v a n t c o n t r o l l i n g and/or m a t e r i a l parameter i s s t i l l missing. The end m o i s t u r e c o n t e n t , however, mainly depends on t h e d r y i n g schedule.

Detta digitala dokument skapades med anslag frän

Stiftelsen Nils och Dorthi Troédssons forskningsfond

Trätel<nikCentrum

T I T U T E T FÖR TRÄTEKNISK F O R S K N I N G

Box 5609, 11486 STOCKHOLM

Besöksadress: Drottning Kristinas väg 67 Telefon: 08-145300

Telex: 14445 tratek s Telefax: 08-116188 Huvudenhet med kansli

Asenvägen 9, 553 31 JÖNKÖPING Telefon: 036-126041 Telefax: 036-1687 98 ISSN 0283-4634 931 87 SKELLEFTEÅ Besöksadress: Bockholmsvägen 11 Telefon: 0910-65200 Telefax: 0910-65265