Капутин Ю.Е., Ежов А.И., Хейнли С. Геостатистика в горно-геологической практике

Подождите немного. Документ загружается.

из-за

сильно

скош~нного

распред

~

ления

ис ход

ны

х

Д:

.

Ш

НbL

Х

применение

линейной

геостатистики

было

некорректным

.

С

помощью

непараметрических

м

етодов

можно

.

избежать

серьезных

теоретических

проблем

индик

ато

рног

о

крип

шга

,

а

также

-

многих

практических

трудностей

при

и

спользовании

линейного

кригинга.

Естественно,

что

сегодня

~CTЬ

много

вопросов

по

тео

р

ии

и

праК1

'

ическому

использованию

семей~тва

~тих

ноных

м

ёТОДОН

,

В

особенности

п~

количеству

рассмотренны

х

выш

е

Вilриантов,

но

сегодня

не существует

критерия

для

выбор

а

лучш

еl

'

О

варианта

п

р

и

тех

или

иных

обстоятельствах

.

Кроме

того,

по

мере

развития

геостатистики

выполнено

много

работ,

связанных

с

понятием

"неп

а

р

а

М

~

ГРИ'Jеская

геостаТИСТИJ(а

"

.

Хотя

такие

новые

методы

связаны

прежд

е

все

го

с

ра

з

раБОТК

l

)Й

новых

видов

крю

'

инга

и

улучшают

свойства

как

линейного

так

и

индикаторного

KPl-!гинга,

они

остаются,

к

несч

аст

ью,

на

прежних

теоретических

позициях.

и.

следовательно,

их

примснение

ограничивается

указанными

выше

положениями

Теории

Пространственных

Переме

·

нных.

Скорее

всего

разр

абот

к

а

новых

теоретически

обоснованных

и

надежных

оценочных

методов

во

зможна

при

СЛЮlнии

идей

классической

геостатистики

и

тех

"настоящих"

непараметрических

приемов,

которые

описаны

выш

е.

8.6.

Литератур.

1.

Clark, 1. 1979.

РсасНсаl

geo tatistics, Applied

Sсiепсе

Publishel'S,

Lolldon

2.

НеnJеу,

S.1981.

NОl1р

агзmеtгiс

geostati ti

s,

Appljed Sciel1ce

Publishers, Londol1.

170

Глава

9.

I)ЕШЕНИ

.

~

ГОРНЫХ

И

ГЕОЛОГИЧЕСКИХ

ЗАДАЧ

С

ПОМОIЦЫО

ГЕОСТАТИСТИКИ

9.1

.

Расчет

измен

ч

нвоt'Ти

качества

руды.

маССИ8е

ирудопотоке

Работа

8bIllOJllleHH

н

а

да

нны

х

АО"Ал

атит".

Объединени

t

включ

ает

н

себя

5

рудников

(Н

1'.

'1

. J

подземных)

и

2

обогатительны

е

фабрики.

Ру

да

по

ставляете}!

11

3

п

ере

работку

железнодорожными

с

оставами

.

Информ

а

ция

о

подбор

е

вар~юграмм

ной модели

для

массива

м

есто

ро

ждения

Кукисвумчорр

содержитс

я

в

раздел

е

4.4.

Оценка

и

з

м

е

нчиво

ст

и

ПРОИ

З

Бодилась

110

показателям

содержания

в

руде

Р205

и

А1203

.

.

И

з

менчивость

.

руды

в

массиве

Оценка

дисперсии

изменчивости

руды

в

массиве

месторождения

.

выполнена

стандартным

геостатистическим

методом

с

помощью

уравнения

Криге

и

функции

F

(см.

главу

3)

.

Дисперсия

объемов

vi

в

большом

объеме

V

ра

сс

чи

т

ывал

ас

ь

по

пространственной

модели

в

ар

иогр

аММbl

массива.

(см

.

раздел

4.4.) ,

с

помощью

ко

т

орой

для

заданной

формы

,

ра

зм

еров

и

ориентации

блока

vi

и

объема

V

определялись

их

функции

:

F(vi)

и

F(V).

Эти

функции

являются

средними

значениями

вариограММbl

для

всех

точек

указанных

объемов

.

ДиспеР

С

WI

исследуемого

ПОК

;lзател

я

качества

массива

в

объемах

vi

внугри

объема

V

р

авна

D = F(V) - F(vi). (9.1.)

Для

р

асчетов

дис

п

ерсии

D

применялвс

ь

программа

FF

·

UNC

системы

Датамайн

и следу

юш

.ие

р

азмеры

блоков

:

-v

(тон

н

аж

руды

в

с

р

едней

секции

очис

т

но

г

о

блока)

=

150

х

15

х70

м

(и

л

и

Х*

Y*Z

)x

2.

88

т/куб

.

м

.=

453.6

тыс.

тн

-

vi

=

10

х

10х1

м

,

10

х

10х

2.5

м

,

10x

lO

x5

м

,

lOxlOx

lO

м,

lOxlOx20

м

,

'

ОХ

10

50

м,

IO

x

lO

x70

м,

20хl0х70

м

,

40xlOx70

м

,

80х

l

Ox70

м

,

со

твегственно

умно,ке

Нllы

е

на

плотность

.

Ви

.

п

олучен

ной

зав

исимос

т

и

дис

персШt

от

объема

порции

'

руды

п

ока

nH

1

ш

рис

.

9.1.,

а

рассчитанные

параметр

ы

I1ривед

е

ны

в

таблице

9.

1.

Изменчивость

руды

в

массиве

3B8ttCHMOCTb

Аttсперснн

от

объема

110РЦН"

2Б

r----------------------,

~ ~

~

20 .................

..

..

........ :

~

CJI:

15

•

~10

~

~

~

5 5

Б

d

а

00

.288

20

.16 161.28

Объем

порцн"

РУДЫ

.

ТЫС.ТН

РИС

.

9

.

1.

1 7

в

таблице

9.1.

приведены

размеры

блоков

vi

по

осям

координат,

значение

функции

F

для

каждого

показателя

качества,

соответствующие

дисперсии

и

стандартные

отклонения

(СКО).

Из

таблицы

и

рисунка

становитьсн

нсно,

что

изменчивость

руды

в

массиве

достаточно

высокзя

,

особенно

по

пок

азателю

Р205.

Изменяя

размещение

секций

очистных

блоков

в

пространстве,

их

размеры,

форму

и

ориентацию

в

пространстве

,

можно

с

помощью

этих

I

б

й

..

расч

ет

ов

вы

рать

тако

вариант,

которыи

ПО

:l

ВОЛИТ

существенно

снизить

и

з

менчивость

свой(,'Тв

выпускаемой

руды

.

При

это

м

естественно

ДОЛЖllа

учитываться

и

теХНОJlОГНЯ

выпуска

руды

из

секц

ий

блоков.

т

б

91

Р

11

лица

..

aC[ICT

ItзмеНЧИUQ

СТИ

каЧССТВII

р}'ды

u

массиве

Х

,

М

У

,

М

Z,M

FFUN

FFUN

ОБЪЕМ

,

ДИСП.

ДИС

П

.

СКО,

.

С

КО,

Р205

AI..203

ТЫС.ТН

Р205

AL203

Р205

Аи03

10

10

1 6.2

18

.3

0.29 23.

18

7.07

4.

81

2.66

10

10

2.5 6.25

18

.73

0.72 22.

75

7.01

4.77 2.

65

~

.

JO

10

5

6.28

19

.04

1.44 22.44

6.99 4.74

2.64

10

10 10 6.3

19

.

19

2.

88

22.29

6.97

4.72 2.64

-

--

Г'

10

10 20 6.67 20.57 5.76 20.

91

6.6 4.

57

2.

57

-

10

10

50 8.73 27.85

14.4

13

.63

4

.5

4 3.69 2.13

10 10 70 10.

15

32.28 20.16 9.2 3.12 3.03 1.77

-

f-

.

20

10

70

10

.33

33.48 40.32

8

2.94 2.83 1.72

40

10

70

10

.73

35

.

75

80.64 5.

73

2.54 2.39 1.59

--

80 10 70

11

.5 38.44 161.28 3.04 1.77 1.74 1.33

150

15

70

13

.27 41.48 453.6

О

О

О О

-

Исследование

изменчивости

руды

..

потоках

Для

и следования

были

и

с

пользованы

следующие

данные

о

нроБОl:i

анин

рудопотоков,

поступающих

на Обогати

те

Лl.ную

фабрику

АНОФ

-2

:

-

непрерывное

геофизическое

опробовани

е

(гамма

-

гам

м

а

каротаж

-

гr'к)

руды,

ПОСТ

У

l1ающей

на

АНОФ

-

2;

-

часовые

(посоставные)

порции

;

-

еже

су

гочные

данные

по

рудникам

11

АНОФ

-

2

по

да н

ным

1

ГК

и

химанализам

сливов

классификаторов

;

-

5

-ти

дневные

данные

по

рудникам

н

АНОФ

-2

(сливы)

.

ДЛЯ

К(iЖДОГО

РУДОllотока

ра

с

считываJlИСЬ

СТ

Тl1стически

е

rlOK

з

атеЛI1

,

строил

ась

гистограмм

а,

определялись

ЭКСllериментальные

одномеРНЫ

е

вариограммы

,

к

которым

подбирапи

сь

соот

nет(.'Твующие

мо

д

ели,

11

,

наконец

,

ра

с

считывалась

ДИСllерсил

изменчивости

IlOка

з

атслей

Р

2

05

в

зависимости

от

объема

1l0РЦl1И

руды

.

110

ОСl'звное

('JaCOBoe)

оп робо

вание

И

С

ГЮ

Jlьзуемый

мае

1113

Щ

ШНЫ

Х

ВКЛЮ4М

В

с

t:бн

945

из

м

е

р

е

ний

t:

д

е

ржаНШI

Р

2

5

в

~

;

остаиа>.

р

у

Ы

,

ПОСТУ

I

а

lUЩII

I-I

а

А

I

IОФ

-

2

в

теч

е

Нl1е

17 '

ОICfя

6р>!

-

нонбря

1994

г

.

ер

,

дний

тою

аж

р

уды

одн

с

:

о

СРС

Т

i.1шt

ПРИЮfММСIТ

рапным

2 00

тн.

Гистогр&м

м

а

массива

данных,

ПРl'Iведенн

зн

на

р

..

с.

9.2 ..

показывает

хо

рошую

аппроксимацию

его

с

помощью

нормальн

о

го

ра

спределения

.

ВаРl10грамм

ы

ДТUl

посоставных

проб

(Рис

.

9.3.)

СТРОИJlИСЬ

в

одном

направлении

с

лагом,

равным

тоннажу

)уды

8

одном

составе.

Н

а

это

м

же

рисунке

но

казана

подобранная

к

э

ксп

е

РJiмента.llЬНОЙ

ваР

~fO

грзмме

2-х

(,I'рукт

урная

сферическая

мо

д

ел

ь с

параметрам

1:

С

о

=О.9

,

Cl

~

..

~.5,

-'\1=100,

c~~

a

.

8

,

A2=15~

_.

___

_

а

.НОФ-2.

ЧJ.СОВОК

ОПРОВОВ,\ЧИЕ

. l

.....

о

о

о

1.

"

..

1.

,. ,.

Р205

РИ

С.9.2.

J"ИСТОГРI

мма

распределения

посостав н

ых

п

р

об

ЛНОФ

-

2 н

теч

ение

2

-

х

месяцев

-

---

,.

- I

-г

.

,.-

-,

(1

-~

-

--

-/~

-

-

--

-:::::::::7

. _ ..

:~_~

J

(

-

С

/

отк

-

ЧАСОIi

ЫЕ

(Пn

'::

О

СТАl!Iil-IЕ)

ПРОБЫ

•

_____

1-.-

_ _

.--1..-

__

_ _ ..... '_

& _ •

__

....L_

.J

~.OO

2

4

~

.

OO

48

6 .

00

7

~2

.

00

978 .

00

12

20

OISTANC

E

РИt

:

.

9

.

З

.

Вариограмма

и

модель

по

резуль

т

атам

ПОСОСТItВНОГО

оп

робован

ия н

а

АВОФ-2

.На

Г

l

щфИКt:

ваРИOJ'

раммы

по

шкале

Хотложен

тонш:!

~

y

д

ы

.

1I0

с

т

упuющей

на

фа

рику.

Этот

график

св

ид

етельствует

о

ТОМ

,

Ч

ТО

В

данном

руд

)JlOTOKC

существует

2

структур

ы

изменчиво

,т

и

:

11

Bt.U1

-

1'13

нnблюдnеТСJl

внуг

ри

порций

06

емом

IOU

- 120

тыс

ТII

И

отличается

быстрым

уменыuс:нием

корреляционной

CUH:3

H

Мt;ЖДУ

ПОКt\З:1телями

Оllробования

с

увеЛИ'It:НИСМ

размера

порции,

11

вт

рая

-

характеризуется

<УГНОСJlтельно

плавным

сн

иж

ением

D

за

ИМI

·

lOJ

о

корреляционного

влияния

порций

ру

д

ы

в

нн

те

рвм

е

от

10U

до

J

500

'Г

ыс

.

тн

.

И

:

JмеНЧИВОС1

Ь

ка

'

ества

руды

1:1

1I

0ТОКС

ИJУ

L

I:1Лll

'Ь

С

помощью

функции

F,

рас

ЧlIтываемой

AJНJ

()Дlюмс

рных

отр

езк

ов

,

соответствующих

1, 5, 10, 50,

100,

200,

ЗОО,

5

00

и

1000

ТЫС.тн

ру

д

ы

.

Дисперсин

опр

ДСJJSU1:lCЬ

по

форму

е

2

для

у

=

1000

и

300

ТЫС.тн

.

Второй объем

nыбрш

·

(

ДJlH

П

ОL:JlеДУ

ющ

t:го

СОПОСП\Wlения

соответствующих

l

tallllLlX

ДJIH

ма

СИflа

11

руд

опотоко

в

.

PC'

jy

ьтаты

I:IЫЧИС

J

I

С

IШЙ

привед

"Ы

в

таблице

9.2

н

11,

рис

.

9.4.

БЪЕМ

,

rw

'.

тв

KO

-

IOOO

ско

-з

оо

0.92

1.4<)

5 0.94 1.

47

1.

19

1.22

-

+-

-

1.16

1.21

1.09

1.08

·

----

~

-·----

_i

-----

t

- -- -

----

---

-

1

О

0.98 . 1.43

1.

13

1.2 1.06

-

_._-

--

----

--

-

--

-----

---

--

-

50 1.17 1.13

IJ.83

1.

07

0.91

--

-

_._-

--

---

-

------

._--

-

-+

-----

--j

100 1.59 0.82 0.

52

0.9 0.72

_.

--

--

._

-----

200 1.

9.+

0.46

-----

--

------

-----

-

300

2.

1 0.3

---.----

--

--

--

-1--

-

0.

16

0.68

------

- -

---

о

055

0.4

О

~

~==_

~

~

~~~

.

__

_

=_._

~

:

~~

___

~

:~

~~_=--=-_

~

_=_

~

_'

3-1~

__

-_

~

ИзмеНЧ.tВОСТЬ

РУАЫ

в

потоке

Г)о

данным

часового

опробования

на

АНОФ

1.6

IJ")

·1.4

о

~

1.2

Dt 1

50

.8

~0

.

6

с

у

0.4

ао.2

о

._.-.~._

...

, .. _ .. _ ......

........

.

l _

I-

··

::

:Г":

':

-ёj

-"

..............

...

... -..... .

...........

..

...

..

..

·

~···

~

-

I

·

....

.

.......

...

...

..

'-~

..

~

.::--

..

-

..

.

--

..

.......

[!

Г'.\

~

i

·'\.'

.

·

....... .

...

__

._.

~

-~

..

. -... ·1'

-1-

.

-+

----t--

---1

--I~I---cJ

2:

С)

'1 1

О

100

300

1000

_

__

._ .

____

Об2~hI

.

llilDL1Н"

•.

_

I

Мс.

П!

Рис

.

9.4.

На

:

ЛО!\f

н л

д

уюши

PII

CYI-fках

буквами

()

О

З

IJ

n

'\

СIII>I

:

.

.-

l

рафи"

ДJ1H

объема

V

:::.

I

OOO

r

bl

.

TII

б

-

То

ж

ДJIН

У

= 300

lЫ

.

fИ

.

Д

г

ш

н

о

рм

алы-юго

ФУНКl{ИОННРОН:НШН

обогаl

'

I1Т

JlbH

го

проце

са

ди

I1

ерсин

колеба

НI1Й

Р

2

05

в

CYTO'

l

lIbl

X

110РЩШХ

р

у

ды

В

течение

месяца

не

должна

превышать

0.25

%%.

Из

рис

.

9.4.

видно,

что

ЭТО

:I'Р~б~:шание

обесп

.

ечиваетсн

только

ДIUI

объемов

200

(Д11Я

\1=300

тыс.тн)

- 400

тыс

тн,

что

существенно

превышает

объемы

суточных

порциЙ.

СУТОЧllое

оrlроБОВ8uие

в

ЭТОЙ

laсти

И

З

У'laJП1

С Ь

данные

суточного

опробования

.

руды

,3

АНОФ

-2

в

течение

6.5

меснцев

(с

ма

рта

по

октябрь

1994 r.).

При

этом

анализ

ПРОИ

:

ШОД

Ir

U1СЯ

как

по

рудникам,

т

ак

и

в

целом

по

АНОФ

(по

данным

ГГК

и

сливов

КJlaссиФикато

ров).

Анадиз

раснределений

содержаний

Р205

в

сугочиых

ПОрЦИSlХ

руды,

пост

упающей

IШ

АНО

Ф-2

,

показал

хорошее

их

соответствие

классическим

Функщшм

норма

льного

распределения

.

Это

относится

как

к

рудоп

отокам OTJlC

JlbllblX

рудников,

так

и к

суммарному

потоку

АНОФ.

На

сл

е

д

ующем

э

тапе

были

р~ссчитаны

экспериментальные

вариограммы

ДНЯ

всех

видов

суточного

опробования

на

АНОФ

- 2.

Вариограммы

,

полученные

для

суммарного

рудопотока

по

данным ГГК

и

сливов

классификаторов

очень

похожи

(Рис.

9.5),

но

опробование

иа

сливах

(КРИВI1J

с

крестиками)

указывает

на

большую

изменчиво

ст

ь

потока.

N

'"

о

о

о

---

-----_._---

-------

--

--

_

·

_-г--

i i

0'1'1<

-

СУ

ТО

ЧНОЕ

ОЛРОБоtlЛНИЕ

-

А,НОФ

-

2

(ГГК)

_

..

____

--'-

~_

--'-_._--'-

-_.....

.

-~---

-

-'-

--

'0

.

00

60

2 .

00

1204

.

00

11106

.

00

2408.00

3010

___

_

-lU.SНblС.с

.

____

_ . _ _ _ _ _

Рис

.

9.5.

Э

сперимевталъные

вариограммы

и

модель

для

с

уммарного

рудопотока

АНОФ-2

к

этим

ваРИО

I

'

раммам

МОЖНО

п

одобраТl

>

следующие

2

-

х

структурные

сферически~

модели

(модель

для

ГГК

по

казана

нз

рисунке

9.5

.)

:

ГГК:

Co

=O.l ,

Cl=O

·.

5,

Al=200,

С2=О.23,

A2=20UO;

СJlИ8Ы:

Cu=O.I ,

CI

=O

6,

Al-150,

С2=0,.24,

А2=2000

.

BapllOl

'(KIMMbI

РУДIIIIКОВ

,

Гlривед

~

нны

е

к

одинаковым

объемам

руды

с

ильно

ОТJIИ'н\Ю'fС

Sl

от

суммарной

мриограммы

АНОФ

(Рис

.

9.6)

На

ри

'

у

н

е

сnерху

вниз

приведен

I

нариограммы

по

Восточному

.

Ю

'

кспор

с

кому,

РаСВУМЧОРРСI<ОМУ,

ЦентраЛl,НОМУ

и

Кук.исвум'юрр

кому

175

рудникам

:

Если

же

по

оси

Х

откладывать

лаг

в

виде

количества

cyroK

(а

не

ThIC. '

Til)

как

на

рис.

9.

6»

мы

получим

совсем

другие

и

очень

похожие

Ба

Рис

.

9.7 .

~

Г-----~-------Т

I

--

--

--~

------r---

---

~

г-----

~--~

О

'"

!9

о

о

19

о

'"

fj

о

о

fj

о

.n

~

о

о

~

о

о

Lf)

о

о

.r~_~

ОТК

-

СУТОЧНОЕ

ОПРОБОВАНИЕ

ПО

РVДНИКАW

~.OO

105

.

00

210

.

0Q

315

.

00

420

.

00

5

25

.

00

630

.

00

сyrочного

оп

~

~----

~

--

--~

----~

------

-

~----

~-4

ОТК

-

СУТОЧНЫЕ ДАННЫЕ

ПО

Р

УДНИI{АU

~

~

~

~

~

§

~

о

5

о

9.00

18

.

00

27.0

0

36

.

00

45 .

00

DISTANCE

Рис.

9.

7.

Вариограммы

рудничных

потоков по

данным

сyrочного

опробования

(шк

а

JJ

8

Х

-

число

cyrOK)

Из

рисунка

видно)

что

все

рудни

.

КИ

(за

неко

т

орым

исключением

Кукисвумчоррского)

постааляют

на

переработку

практически

одинаковое

по

и

з

менчиво

ст

и

(о

сyrочном

и

з

ме

р

ении)

сырь

е.

1

76

о

--

г

---

-

-.----+---

--..-------.----,--

-----.

1')

о

CYTO'lНOE

ОПРОБОВАНИЕ

-

СП'РАСВV1lЧОРР'

о

11)

N

О

О

О

N

О

О

LtI

о

о

· 0

о

о

11)

9 .

00

18 .

00

27 . 00

36

.

00

45

.

00

Рис

.

9.8.

Средняя

'

вариограмма

и

модель

для

cyтo~тoro

опробования

рудничного

потока

.

Изменчнвость

руды

в

ПОТОКС

Суточное

onpo60alHHC

ГГМ

PYAItI

Н8

АНО.

Измснчнвость

руды

в

потоке

СVТОЧНОI

опроll088ННI

CIIН8118

Н8

АНОФ

0.6

r----------

--,

'.6

r----

-----

~

j:::

.......

.

..

....

~

:::-

.

,

..

: ...................

...

...

..

.. .

0-0

-

С)

[!]

о

10

3

О

10ВВ

06loе

..

порцн"

РУДЫ.

TWC.

тн

0~1

---~

~~-

~~-a

~~

10 . 100 300 1000

О'.е

..

порцнн

.

TWC.TH

-----

Рис

.

9.

9.

Изменчивость

руды

в

потоке

по

данным

ГГК

и

ХИМ!lН

<U

1И

ЗО

В

....

о

O'

fK

-

ПJlТВДНIiВКК

КА

.И~2

""

111

О

...

...

c:i

'"

N

c:i

о

о

-

-*-

' ,

'l! 00 2 .

00

4 .

00

б

.

00

8 .

00

10

.

00

12

.

00

..

___

_

QISTAblCf

Ри

с

.

9.

10

.

Вариограмма

и

модель

по

дaннъiM

5

-

ти

д

невного

опробования

руды

на

АНОФ

ДЛЯ

хаРЮ,l

"

р

и

ст

ики изменчивости

рудничного

рудопо

то

к

n

ыл

выбран

поток

СП

"Расвумчорр",

как

примерно

средний

по

нсем

lI

ар

ам

ет

рам

.

К

э

кспериментальной

вариограмме

подобрана

ин

йная

мо

дель

(Р

и

с.

9.8

.)

с

уравнением:

1 7

ОАММЛ=

0.6

Т,

где

Т

-

тоннаж

.

Дня

всех

полученных

вuриограММНbl

моделей

упомянугым

выше

методом

были

рассчитаны

функции

F

и

диспеРСШ1

с

дсржанця

Р205

1\

ра.зличнbJX

порuиях

руды

для

ВL\риантов

у

=

1 000

и

300

ТЫС.тН.

Результаты

вычисл

ений

показаны

на

риl,;

9.9.

Недельное

опробованне

Результаты

опробования

по

пятиднеНКfiМ

получены

в

ОТК

ЛНОФ

-

2 и

использованы

для

сопоставле

ния

с

ВЫшt:

приведеllНЫМИ

данными.

CpeДНJm

вариогр

а

мма

по

ф

а

брике

показывает

практически

"чистый"

эффект

самородков

(Ри

с.

9

.

10

.

)

и

поэтому

неприемлема

ДIlЯ

ГСQстатистических

р

асче

тов

.

Выполненные

расчеты

позволили

рекомендовать

руховодству

объединения

ряд

мер,

которые

ПО:JВОJUlТ

снизить

и

з

менчивость

качеСТВIl

поставляемой

на

переработку

руд.

9.2.

ОПТИМИЗАЦИЯ

РАЗВЕДКИ

РУДНЫХ

МЕСТОРОЖДЕНИЙ

НА

ОСНОВЕ

УЧЕТА

rOPHOI

'O

РИСКА

ПРЕДСТОЯЩЕГО

ОСВОЕНИЯ

(на

Ilримере

ОЛО80РУДНЫХ

месторожд

е

ний)

.

9.1.1.

Общие

1I0ложеИИJl

.

Оптимальная

геологическая

разведка

нвляетсн

одним

из

наиболее

важ.ных

условий

максимально

го

э

кономич~ского

э

ффекта

их

освоения.

Этот

эффект

может

бы

ть

выраж

ен

дисконтированной

прибылью

,

которая

прим

енитель

н

о к

рудным

месторождениям,

р

аз

рабатываемым

подземным

способом,

описыв

ается

следующим

выражением

11]

:

р

=

(U*Z/H)

*{

exp(

-Н*

tl(Z)/

З

.141

*(Л*

В

*I11

(У

)

-

dJ

- b/(U*Z)}*O -

ехр(

-

и

*X(y)/U]}

-exp I H*t I

(Z)/

3.

141

*k

1 (Z)

-e

xp(

И*t2(Z)/21*k2(Z)

(9.2)

178

где

Z -

прое

к

тная

годовая

про

изво

дител

ьность

предприятия

110

руде;

у

-

минимаJ1ьное

промышленное

содержание

металла

в

'

руде

;

Х(У)

и

ш(У)

-

з

ап

асы

руды

и

с

р

еднее

содержание

металла

в

руде,

соответственно

,

как

функции

кондиции

У;

Л

-

коэффициент

измечения

металла

в

концентрат

при

обогащении;

Н -

предельная

себ

стоим

ость

МСТ'dЛЛа

в

концс;

нт

рате;

В

-

норма

дисконтирования

(фак

т

ор

вреМt:IIИ)

;

t 1

(Z)

и

t2(Z)

-

иорматцвная

продолжитеЛЬНОI;ТЬ

строитель

тва

обо('атительной

фабрики

и

рудника

,

соответ

л

'

веюю

,

как

функции

ПРОИЗ80ДИтельности

Z;

kl(Z)

и

k2(Z)

-

капитальные

ВJ10ж.ения

в

стро

ительство

обогатительной

фабрики

и

ру

дни

ка

,

соответ

тоснно,

как

функции

производительtlости

Z

U -

пара

м

етр

,

выраж

ающ

ий

с

реднее

превышение

фактической

произвuдит

е

J

IЫ\о

СТИ

предприятия над

проектной

вепичинuй

Z;

d

и

Ь

-

КО

Э

ф

ф

ИЦll

е

н

т

ы

уравнения

q = d +

bjZ,

связывающего

себестоимо

ть

добычи,

транспортировки

и

переработки

единицы

количества

руды

(q)

с

производительносl'ЬЮ

преДПРИЯ1

'

ИЯ

(Z).

Производительно

ст

ь

Z

и

кондиция

У

-

управляемые

пар

метры

,

выбираемые

с

целью

максимизировать

п

рибыль

Р,

остальны~

параМf:ТРЫ

состоннин

ха

рактеристики

месторождения)

.

В

терминах

теории

статистических

решений

максимальная

прибыль

выр

а

жает

выигрыш,

кот

рый

может

быть

получен,

если

при

освоении

месторождения

избрать

оптимальные

ДJlЯ

этого

условия,

которые,

прежде

.

все

г

о,

определяются

производительностью

горнодобывающегu

предпринтия

и

кондициями

на

качеств

о

руд

(минимальным

промышленным

содержанием

совокупного

'

полезного

ископаемого)

при

условии

,

что

и

з

в~стны ис

инные

значения

параметров

сос:тояния

.

Ограничимся

в

дмьнейшем

изложении

рассмотрением

тольк

двух

параметров

СОСТОflНИЯ

:

запасов

.

руды

и

среднего

содержания

металла

11

руде

как

имеющих

наибольшее

непосреДСl'вен

н

ое

отношение

к

результатам

разведки

.

Истинные

значенин

параметров

состояния

практически

не

MOlyr

быть

найдены.

Их

оценки,

получаемые

после

того

или

иного

этапа

разведки,

являются

случаЮiЫМИ

величинами,

дисперсии

которых

могуг

бы

т

ь

определены

применительно

к

типу

меСl'орожденин

и

объему

выполненных

рuзвеДОЧНbJХ

работ

.

Ограниченная

точность

оценок

параметров

состояния,

которм

может

быть

повышена

при

увеличеНИJ1

детальности

разведки

,

обусловливает

неопределенность

выбора

оптимальных

параметров

ОСВОеНИЯ

м

сторождения

(Z

и

У)

и

с

нижает

величину

ожидаемой

прибыли

.

Это

очевидно,

так

как

отклонения

оценок

параметров

состшlНИЯ

от

их

математических

ожид

:

.ншЙ

при

води

т

к

выб

о ру

управляемых

параметров,

ОТJIичающихсн

от

оптимальных

.

Это,

в

свою

очередь

,

приводит

к

получению

прибьUlИ

01

освоения

месторождения,

отличающейся

от

максимальной,

то

есть,

к

недополучению

ПРhбьu1И

.

Разница

между

максимально

во

змо

жной

прибылью

от

освоеюUl

м

сто

рождения

и

прибылью,

величина

ко

'

roрой

опреДСllЯеl'СЯ

ныБИ~(1еМblМИ

неоптимальными

Уl1раW1яемыми

параметрами,

лредст

а

nляет

собой

эконо

мичеСIШЙ

риск

(так

называемый

,

горный

риск)

,

который

можно

сократ}

ь,

ни

ж<я

неопред

е

Jlенн

ость

парам

етро

в

СОСТОЯНlIЯ

и

приближаясь

в

ре

з

ульт

этого к

оптнмзJ1ыJмM

упраW1Яемым

параметр

а м.

Н<tхождеllие

риска

возможно

только

КОСВ

I-lНblМ

lIут

ем

,

так кш.

никогда не

и

звеСТ

IIЫ

истинные

значен

ия

уп

авл

я.емы

х

пuрам

-P0

ti

и

,

J\~Довательно

,

не

может

быть

вычислена

мак

с

имальная

I

рибьUIЬ

от

освоени

я

месторождении

.

В

рuбота

11,21

Ilоказано,

ч

то

минимум

щкидаемого

PI1CKD

(R)

выражается

СJ\ед

ющим

обvа:юм:

де

JV

j

(.

ПР

~

)J.

еJ

НI

'

M

,

НI

3.

20

или

3.50);

(9.

3),

ДII

пер

'

ИЯ

оце

ки

J-

О

lIараме

т

р

с

о

ст

оя

ни

Мt

~

lода

ми

I

ео~

та

'

IИСТИКИ

в

СОО

'

в

е

тств

ии

с

Ф

О

РМ

У

Jl

<

МИ

V,

-

n

ecou:НI

фун"

ЦIIЯ

j-

О

нар

а

метр

а

СОСТО>lН

ИЯ

,

для

ВЫ

И

е

ния

от

роН

,

к

ро

{е З

llач

е

НIIЯ

сам

(

г

о

пара

етра

,

н

е

б

одимо

наЙ

Т

II

п

~

рвЫt:

П\ЮНЗflО

\lLoI

Уll

ра

W

l

яемы

ш

рам

с

трон

гю

~TOMY

IJapt1MCТPY

СО

I

ЯНИSI

И

17:)