Le curve di Intensità-Durata-Frequenza (IDF) delle precipitazioni

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1 Le curve di Intensità-Durata-Frequenza (IDF) delle reciitazioni INDICE 1.! Modelli robabilistici... 2! 1.1! Modello di Gumbel... 2! 1.2.! Modello GEV... 3! 2.! Le curve di robabilità luviometrica (IDF)... 4! 3.! La relazione intensità-durata delle medie delle reciitazioni massime annue... 5! 4.! Relazioni intensità-durata er durate brevi... 7! 5.! Ietogrammi di rogetto... 9! 5.1.! Ietogramma Chicago... 9! 5.2.! Curve di robabilità luviometrica diendenti dalla quota.errore. Il segnalibro non è definito.! 5.3.! Il fattore di riduzione areale... 12! 6.! Alicazione di curve di robabilità luviometrica in ambito di verifica ! 6.1.! Valutazione del Periodo di ritorno dell'evento del 24 Novembre ! 1

2 1. Modelli robabilistici 1.1 Modello di Gumbel L esressione della robabilità cumulata della legge di Gumbel è: & & # ( ) $ & x θ ## $ 1 F x = ex ex!! $! (1.1) % % % θ2 """ con!! ed!! arametri della distribuzione, che vengono, di norma, stimati attraverso il metodo dei momenti: θ = σ 2 6 π (1.1.1)!! =! 0,45 σ =! 0,5772!! (1.1.2) dove µ e σ sono risettivamente la media e lo scarto quadratico medio dei dati. In alternativa si ossono stimare i arametri tramite il metodo della massima verosimiglianza o con il metodo degli L-Momenti. Le differenze tra i metodi si arezzano quando il grado di adattamento della distribuzione ai dati è basso. Infatti, il metodo dei momenti tende a rivilegiare i valori di entità iù elevata, che hanno forte influenza sul momento del secondo ordine. Il metodo della massima verosimiglianza fornisce invece una curva che risetta maggiormente i esi raresentati dalle frequenze cumulate, er cui non si lascia influenzare eccessivamente da singoli valori molto elevati. Un comortamento analogo si osserva nella curva stimata mediante gli L-Momenti. Per riortare oortunamente i valori di x corrisondenti ad una fissata robabilità F (o eriodo di ritorno T) si uò invertire la legge F(x) ottenendo:!! =!!!! ln!( ln! ) (1.1.3) tenendo conto che vale: T=1/(1 F). Stimando i arametri con il metodo dei momenti è ossibile esrimere direttamente x T in funzione di media e scarto, attraverso l'esressione: (* " x T =µ 1 Cv x %,* ) $ lnln( T T-1) '- +* # $ π &'.* (1.1.4) 2

3 dove Cv x raresenta il coefficiente di variazione dei dati. L'esressione della legge di Gumbel finisce quindi con l'essere il rodotto della media er una quantità che raresenta il tasso di crescita della media stessa in funzione del eriodo di ritorno, quantità che è chiamata fattore di crescita con il eriodo di ritorno (K T ), e che consente di raresentare la relazione di frequenza delle reciitazioni secondo il rodotto: x T =µk T (1.1.5) che corrisonde al Metodo Indice er la raresentazione del quantile di una variabile casuale, in quanto la grandezza µ viene chiamata Grandezza Indice. Questa raresentazione risulta articolarmente utile nella determinazione su base regionale delle leggi di frequenza, in quanto molto sesso K T risulta essere costante in amie regioni e, nel caso articolare delle Curve IDF, risulta funzionale alla scrittura in forma comatta delle curve stesse in quanto si suone che K T non vari tra iogge estreme di diversa durata. Per finalità di verifica, è inoltre ossibile, a artire dalla 1.5, determinare il valore del eriodo di ritorno a artire dalla conoscenza del fattore di crescita K T :!!! =!!!!,!"!!!!!!!!!!!!!!,!"!!!!!!!!!! (1.7) 1.2. Modello GEV Nei casi in cui la distribuzione di Gumbel è inadatta a descrivere i quantili ai eriodi di ritorno iù elevati, è ossibile stimare il fattore di crescita K T con la distribuzione adimensionale GEV:!(!) =! +!!! 1!!!!!!"!"!!!! (1.8) i cui arametri della sono legati ai rimi due arametri θ 1 e θ 2 della distribuzione dimensionale, mediante divisione er la media:! =! 1! =! 2 µ µ 3

4 Per la stima dei tre arametri dimensionali si utilizza il metodo degli L-Momenti, er il quale le relazioni tra L-Momenti e arametri sono reeribili sulla disensa : htt:// Anche in questo caso, er fini di verifica è ossibile determinare T a artire dalla conoscenza del fattore di crescita K T, usando la relazione:! =!"#!!!!!!!!!!"#!!!!!!!!!!!!!!!!! (1.9) 2. Le curve di robabilità luviometrica (IDF) Considerando valida la raresentazione di x T secondo il modello di Gumbel er i massimi annui di ioggia relativi ad un qualsiasi intervallo di durata inferiore al giorno, le statistiche µ e Cv x risultano essere momenti variabili in funzione della durata considerata. In linea generale, la legge di Gumbel alicata ai massimi di generica durata d (in ore) uò essere sintetizzata nella seguente esressione, che raresenta la famiglia di curve di robabilità luviometrica: x = µ K (2.1) d, T d T µ d è in questo caso una funzione, e descrive la variazione dell'altezza media di reciitazione in funzione della durata d. Teoricamente, anche K T dovrebbe diendere dalla durata, a causa del fatto che il coefficiente di variazione Cv x dovrebbe essere calcolato searatamente er ogni intervallo di riferimento. Tuttavia, la variabilità di questa grandezza con la durata risulta essere raticamente trascurabile, er cui si uò assumere, con buona arossimazione, che Cv x assuma un valore costante (Cv), caratteristico del rocesso di reciitazione estrema, lungo l'arco delle durate comrese tra 1 e 24 ore. Di conseguenza, la curva di crescita ha arametri che non diendono iù dalla durata della reciitazione. Si avrà, ertanto, nel caso Gumbel una relazione del tio: 4

5 "& $ 6 ' T (%#& xd, T = µ d * 1 Cv, ln ln. /-+ & 4 2 π 0 T-113& 5 (2.2) nella quale vanno stabilite le relazioni intercorrenti tra µ d, media del massimo annuo dell altezza di reciitazione nella durata d, e la durata stessa. Nel caso GEV, sono da determinare i valori medi (sulle diverse durate) dei arametri ε e α er oter utilizzare la relazione (1.8) 3. Relazione intensità-durata delle medie delle reciitazioni massime annue La legge di diendenza della media dei massimi di reciitazione con la durata uò esrimersi, nel caso iù semlice, come: n µ d = ad (3.1) con i coefficienti a ed n da stimarsi tramite un modello di regressione sui dati disonibili (ad esemio usando una regressione lineare sui logaritmi di µ d e d). I dati sono ubblicati sugli Annali Idrologici er le durate 1, 3, 6, 12 e 24 ore (Parte I, Tabella III, 'Preciitazioni di massima intensità registrate ai luviografi'). Il coefficiente a è una stima del valore µ 1 mentre, di solito, n risulta comreso tra 0.3 e 0.5. La relazione di otenza (3.1) cade in difetto man mano che le durate si avvicinano allo zero in quanto, se ci si riferisce alle intensità medie er ciascuna durata, si ha: id n 1 = ad (3.2) e ciò comorta che er d 0 i d. 5

6 10 2 h = * t^ h (mm) durata t (ore) Figura 3-1. Raresentazione in carta LogLog della relazione intensità-durata con legge di otenza riferita alle medie degli estremi delle iogge orarie. 6

7 4. Relazioni intensità-durata er durate brevi Volendo considerare una relazione con buone caratteristiche di adattamento alle intensità medie di ioggia er durate qualsiasi (inferiori al giorno), si uò usare la curva ierbolica a tre arametri: i0 i d = 1 + ( Bd) β (4.1) dove i 0 raresenta l intensità di riferimento er durate tendenti a zero, d è la durata in ore e β è un coefficiente da stimare (con metodi numerici di minimizzazione della somma dei quadrati degli scarti tra valori osservati e stimati). Tuttavia, in Italia ci si trova sesso in grande difficoltà nella fase di stima dei arametri di relazioni del genere, in quanto mancano dati sistematici relativi ai massimi annuali di durata inferiore all'ora. Questi sono, d altra arte, essenziali er giustificare l adozione di curve a tre arametri del tio (4.1), sicuramente meno agevoli da stimare risetto alle (3.1) (v. es. Modica e Rossi, 1988). L'effettiva ossibilità di usare una relazione del genere in assenza di dati di estremi di breve durata esiste solo se si effettua un'analisi regionale, come ad esemio quella realizzate da Rossi e Villani (1995) o da Calenda e Cosentino (1996). Le iotesi assunte da Calenda e Cosentino (1996) er derivare esressioni della relazione intensitàdurata valide su regioni omogenee sono: 1. Il raorto tra intensità media della ioggia di 5' e quella della ioggia oraria è costante su tutta l'area esaminata, ed è desunto dallo studio delle iogge intense della stazione luviometrica di Roma (Macao): & i $ % i 5' 1 #! = 3.36 " (4.2) Questo valore risulta determinante er la stima del valore i 0, da effettuarsi comunque er minimizzazione dell errore quadratico medio. 2. L esonente β ed il arametro di deformazione temorale B sono indiendenti dal eriodo di ritorno T. 7

8 Figura 4-1. Raresentazione in carta LogLog della relazione ierbolica tra intensità e durata riferita alle medie degli estremi delle iogge orarie. 8

9 5. Ietogrammi di rogetto 5.1. Ietogramma Chicago L idea di base è quella di costruire uno ietogramma che sia interamente consistente con la curva di ossibilità luviometrica. La curva ottenuta er lo ietogramma dovrà quindi avere la rorietà che, er ogni durata d, il volume massimo sotteso sia ari alla relativa ordinata h d della CPP. n Definita la CPP nella forma monomia h = a d, tenendo conto che la derivata dell altezza di ioggia cumulata h corrisonde all intensità istantanea di reciitazione, mentre l intensità media di ioggia risulta: i med n 1 ( d) = a d (5.1) il generico ietogramma risulta caratterizzato dalla osizione del icco (che normalmente non corrisonde all istante iniziale dell evento) individuabile attraverso una frazione τ = rt della durata comlessiva t P della ioggia. Se il icco fosse osto a cavallo del temo 0 si avrebbe: i i n 1 = & t # $! % r " ( t) n a t < 0 & t # $! % 1 r " n 1 ( t) = n a t > 0 er (5.2) er (5.3) P Nel caso di icco osto alla distanza τ = rt dall inizio dell evento di ioggia, diventano n 1 # τ P t $ i( t) = n a & ' er t < τ ( r ) i ' t τ & r $ n 1 P ( t) = n a % " er t > τ P # P (5.4) (5.5) La relazione monomia resenta l incongruenza di fornire valori dell intensità media tendenti all infinito er durate tendenti a zero. Se si vuole alicare questo tio di rocedura bisogna quindi necessariamente fare ricorso ad una forma iù comleta della curva di ossibilità luviometrica, che 9

10 sia consistente anche er durate brevi. In articolare, si fa sesso riferimento ad una forma a tre arametri: i med ( t i ) = 1+ 0 ( Bt ) β (5.6) In questo caso, er durate tendenti a zero, l intensità media non va all infinito, ma tende invece ad i 0. Le relazioni dalla (5.2) alla (5.4) sono ottenute a artire dalla caratteristica dell intensità media di ioggia di essere una funzione decrescente e dal fatto che lo ietogramma resenta un massimo all istante τ = rt (osizione del icco): ciò ermette di individuare la massima intensità media di ioggia nel momento in cui le due intensità si uguagliano, ossia quando la finestra di integrazione d è comresa nell intervallo [ τ r t ;τ + (1 r) t ] P P. Se ora si esegue una semlice traslazione degli assi, in maniera tale che il icco si verifichi in corrisondenza dell istante t = 0, si uò definire la forma dello ietogramma i(t) come: (1 r) t 1 imed ( t ) = i( t) dt t r t (5.7) Doo ochi assaggi risulta: ( d imed ( t )) = ( 1 r ) i ( (1 r) t ) + r i ( r t ) t, (5.8) e, suonendo i ( 1 r) t ) = i( r ) t (5.9) si ricava: ( d i ( t )) med t = i ( r t ) er la fase recedente il icco (5.10) ( d i ( t )) med t = i ( 1 r) t ) er la fase successiva al icco (5.11) che ermette di definire le relazioni (5.3) e (5.4) riortate. 10

11 Lo stesso tio di rocedura uò essere alicata anche alla curva di ossibilità luviometrica esressa nella forma a tre arametri riortata in (5.6), che comorta: ( i ( t )) ( imed ( t ) = d med ) = i( (1 r) t ) = imed ( t ) + t t ( ) = i i t 0 β B t i Bt i β B t = β β Bt 1+ Bt 1+ Bt β ( ) ( ) ( ) 1 (5.12) da cui si ottiene, con le oortune sostituzioni: t 1+ (1 β ) B i ( t) = i 1 r 0 er t > 0, (5.13) β + 1 & t # $ 1+ B! % 1 r " 1 (1 β ) B ( t) = i0 β 1 i + & t # $ 1 B! % r " t r er t < 0 (5.14) Figura 5-1. Raresentazione di uno ietogramma 'Chicago' costruito a artire dalla relazione ierbolica tra intensità e durata riferita alle medie degli estremi delle iogge orarie. 11

12 Il roblema dell utilizzo dello ietogramma Chicago è essenzialmente legato al fatto che esso tende a sovrastimare le intensità, dal momento che tutte le intensità critiche sono raggruate in un unico evento luviometrico, quando invece nella realtà esse solitamente derivano da eventi diversi Il fattore di riduzione areale I valori dei coefficienti a ed n della CPP media ossono essere ricalcolati sulle aree cometenti ai bacini idrografici attraverso metodi di distribuzione saziale dei arametri untuali. A seguito di questa oerazione si ottengono quindi medie saziali degli stessi arametri. Questa oerazione di media non tiene erò conto delle modificazioni che intervengono nel fenomeno di reciitazione in raorto alla sua scala saziale. Di fatto, andrebbe considerato che con l'aumentare dell'area del bacino aumenta la robabilità di non contemoraneità dell'evento di ioggia sulla sua suerficie. Di questo asetto si tiene conto introducendo un fattore di riduzione (fattore di riduzione areale) direttamente diendente dall'area A e che raresenta il raorto K( A, d, T ) = I I A ( d, T ) ( d, T ) (5.15) tra ( d, T ), ovvero il valore dell'intensità di ioggia areale er assegnata durata d e fissato I A eriodo di ritorno T, ed il corrisondente valore I ( d, T ) dell'intensità di ioggia untuale o da essa direttamente derivato (Fig. 5.2). 12

13 Figura 5-2. Raorto tra ioggia untuale ed areale al variare della durata e dell area (US Weather Bureau) Da alcune analisi svolte sull'argomento (v. es. U.S. Weather Bureau, ; Penta, 1974), risulta che la diendenza, valida in generale, tra il fattore di riduzione areale (ARF) ed il eriodo di ritorno T non è articolarmente evidente, er cui nella ratica rogettuale uò essere trascurata. Di conseguenza, er l'esressione che lega l'arf all'area A del bacino ed alla durata d della ioggia si uò far riferimento ad una esressione del tio: K( A, d ) = 1 f1( A) f 2( d ) (5.16) in cui le funzioni f 1 ed f 2 vanno secificate in modo emirico ma devono essere tali da soddisfare le uguaglianze: f 1 (A)=0, er A=0 e f 2 (d)=1, er d=0. Eagleson (1972), elaborando dati di ioggia raccolti dall'u.s. Weather Bureau, ha roosto le seguenti esressioni er le funzioni f 1 ed f 2 recedentemente definite: f ( A) = 1 ex( c A) ; f 2 (d) = ex( c 2 d c 3 ) (5.17) 1 1 Se, come in questo caso, er la raresentazione delle leggi di robabilità luviometrica delle iogge untuali ed areali vengono usate delle relazioni di otenza: 13

14 I ( n 1) = ad ; I a d ( n' 1) A = ' (5.18) er la definizione di fattore di riduzione areale, si ha: K( A, t) a' a ( n' n) = t (5.19) Comonendo la (5.27) con le (5.23) e (5.24), si ha (Villani, 1990): a' a =1 c 1 2 -c c1 e A + c1 e A (5.20) n' n = K1A (5.21) Come esemio ratico di determinazione dei coefficienti c 1 e c 2 si uò considerare quelli relativi alla Basilicata, determinati da Penta (1974), che risultano ari a: c 1 = ; c 2 =0.53 Ammettendo che nella (5.25) valga (Eagleson, 1972) c 3 =0.25 risulta oi (Villani, 1990): K 1 = 1.44 x 10-4 con cui si è in grado di determinare a' ed n' noti a ed n. L'alicazione di questo metodo è limitata a bacini di area comresa tra 10 e 2000 Km 2. 14

15 6. Alicazione di curve di robabilità luviometrica in ambito di verifica. Viene qui riortato un esemio di alicazione di curve di robabilità luviometrica er la determinazione del eriodo di ritorno di un evento osservato, che ha rodotto danni. Si considerano i dati della stazione luviometrica dell Osservatorio di Chiavari: 57 anni di osservazione disonibili dal 1932 al Tali dati sono gestiti dal Servizio Idrografico Nazionale che ha elaborato e ubblicato, anno er anno, sugli Annali Idrologici, le seguenti informazioni: altezze di ioggia relative a iogge di breve durata e notevole intensità, questo esemio) * h d (non utilizzate in massimi annuali h d delle altezze di ioggia nelle durate d=1 ora, 3 ore, 6 ore, 12 ore e 24 ore; Per ritrovare una relazione tra altezza di ioggia x e eriodo di ritorno T si uò far riferimento alla legge di Gumbel, secondo la quale l'altezza di reciitazione xd,t relativa alla durata t ed al eriodo di ritorno T è data da: x "& $ 6 ' T (%#& = µ * 1 Cv, ln ln. /-+ & 4 2 π 0 T 113& 5 d, T d x d (6.1) con µd: media della ioggia massima annua di durata d. Tenendo conto che il coefficiente di variazione Cvx d varia oco con la durata di riferimento si uò assumere, con buona arossimazione, che un valore costante di Cvx, ari al valor medio dei Cvx d calcolati er le diverse durate d, sia caratteristico del fenomeno lungo tutto l'arco delle durate di interesse tecnico. La legge di diendenza della media dei massimi di reciitazione con la durata uò esrimersi, nel caso iù semlice, con la relazione: µ d = a d n, con i coefficienti a ed n da stimarsi tramite un modello di regressione sui valori medi calcolati er la diverse durate. Trattandosi di una legge di otenza, a ed n ossono essere stimati tramite regressione lineare sui logaritmi di h e d. Nel caso dei dati di Chiavari la funzione assume la forma (Figura 6-1): µ d =47.57 d I momenti statistici di rimo e secondo ordine: media e deviazione standard ed il loro raorto - coefficiente di variazione sono riassunti in Tabella 6.1, insieme al coefficiente di variazione medio. 15

16 Altezza di ioggia massima annua (mm) Figura 6-1. Curva media di robabilità luviometrica relativa alla stazione di Chiavari. Tabella 6.1. Caratteristiche statistiche della serie storica delle reciitazioni registrate resso il luviometro dell osservatorio di Chiavari 1 ora 3 ore 6 ore 12 ore 24 ore Cv medio Media (mm) Scarto (mm) Cv Assumendo la distribuzione di Gumbel er introdurre il fattore 'frequenza' come elemento moltilicativo della legge intensità-durata si ottiene la seguente relazione er l'altezza di ioggia relativa al eriodo di ritorno T: x T =µk T (6.2) con KT desunto dalla (6.1). Ne risulta la tabella seguente er i rinciali valori di KT. 16

17 Tabella 6.2. Legame tra il fattore di crescita ed il eriodo di ritorno. KT 10 anni KT 20 anni KT 30 anni KT 50 anni KT 100 anni KT 200 anni KT 500 anni Valutazione del Periodo di ritorno dell'evento del 24 Novembre 2002 Il giorno 24 Novembre 2002 la città di Chiavari è stata interessata da un evento meteorico di rilevante intensità. In Figura 6 è riortata la registrazione di tale evento effettuata dal luviometro dell Osservatorio di Chiavari. Come si uò notare l evento ha inizio alle ore e termina alle ore con altezze di reciitazione significative er una durata ari a 50 minuti. Più in dettaglio, l altezza massima di reciitazione registrata su finestra oraria è ari a 93 mm che diventano 92,6 mm su durata 50 minuti, 83,7 mm su durata 40 minuti e 68,8 mm su durata 30 minuti. Figura 6-2. Preciitazione e reciitazione cumulata dell evento del 24 Novembre 2002 misurato dal luviometro dell osservatorio di Chiavari. I dati di reciitazione relativi all'evento meteorico ossono essere aragonati a quanto ottenuto relativamente alle curve di robabilità luviometrica (Tabella 6.3). I risultati sono riortati in 17

18 Tabella 6.4 ed in Figura (6-3). Si evidenzia come l evento del 24 Novembre 2002 abbia resentato comonenti caratterizzate da eriodi di ritorno semre sueriori ai 10 anni er attestarsi su valori rossimi ai 20 anni er durate della ioggia ari a minuti. Tabella 6.3. Dati di reciitazione relativi all'evento meteorico aragonati con quanto ottenuto dalle curve di robabilità luviometrica Data Ora h Pioggia Cumulata 24/11/ intens. marg. int. media rogress. d (ore) durata max h su finestra variab (c) media Tabella 6.4. Confronto fra le altezze di ioggia cumulate su diverse durate osservate durante l evento del 24 Novembre 2002 e le altezze di ioggia cumulate sulle stesse durate reviste dal modello scala invariante (cv=cost.) con riferimento a diversi eriodi di ritorno. Durata [min] Pioggia Osservata [mm] T=10 anni [mm] T=30 anni [mm] T=50 anni [mm] 60 93,0 78,1 98,8 108, ,6 74,3 94,0 103, ,7 69,9 88,4 96, ,8 64,6 81,7 89,5 Riortando i dati osservati nell'evento sulla scala bilogaritmica e confrontandoli con i valori corrisondenti alle curve relative a diversi eriodi di ritorno, si rileva come i valori (cerchi in Figura 6-3) si disongano in corrisondenza della curva relativa a T=20 anni. Si uò quindi concludere che l evento luviometrico del 24 Novembre 2002, er quanto è relativo all analisi dei dati luviometrici è caratterizzato da un eriodo di ritorno dell'ordine dei 20 anni. 18

19 Altezza di ioggia massima annua (mm) Figura 6-3. Curve di robabilità luviometrica media e er T=20 anni relative alla stazione di Chiavari. I cerchi indicano i dati relativi all'evento del 24/11/0 Ricostruzione analitica er d= 1 ora;! d!! m!! s!! es!! alf!! 1/alf!! Xmax!! F! 1! 46,27! 25,6! 34,8! 0,050! 19,95! 93! 0,95! 3! 66,33! 36,47! 49,9! 0,035! 28,43! 6! 79,32! 40,33! 61,2! 0,032! 31,43!!! 12! 93,23! 42,65! 74,0! 0,030! 33,24!!! 24! 111,78! 46,24! 91,0! 0,028! 36,04!!!!!!!!!!!!! 19

20 Bibliografia Calenda, G. e C. Cosentino, Analisi regionale delle iogge brevi dell'italia Centrale, L'Acqua, n.1, 20-31,1996. Coertino, V.A. e M. Fiorentino (a cura di), Valutazione delle iene in Puglia, Diartimento di Ingegneria e Fisica dell'ambiente, Università della Basilicata e GNDCI-CNR, Eagleson P.S. Dynamics of flood frequency, Water Resour. Res., Vol.8, n.4, , Hall, M.J. Urban Hydrology, Elsevier, London, Modica, C. e G. Rossi, Analisi delle iogge intense di durata inferiore ad 1 ora in Sicilia, in: Penta A. Distribuzione di robabilità del massimo annuale dell'altezza di ioggia giornaliera su un bacino, Atti XIV Convegno di Idraulica e Costruzioni Idrauliche, Naoli, Rossi F. e P. Villani (a cura di), Valutazione delle iene in Camania, Diartimento di Ingegneria Civile dell'università di Salerno e GNDCI (Gruo Nazionale er la difesa dalle Catastrofi Idrogeologiche), Salerno, U.S. Weather Bureau, Rainfall intensity-frequency regime 1-5, Tech. Paer N. 29, Washington D.C. Villani P. Alcune considerazioni sul fattore di riduzione areale e sulla sua influenza nella derivazione della iena annuale media, in F. Rossi (a cura di), Previsione e revenzione degli eventi idrologici estremi e loro controllo, Raorto 1988, CNR-GNDCI, L1, Roma,