Файл: Погребицкий Е.О. Геолого-экономическая оценка месторождений полезных ископаемых.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 11.04.2024
Просмотров: 148
Скачиваний: 0
Как видно из рассмотренного примера, расчет непрерывного крайгинга весьма прост при наличии вычисленных весов отрезков выра боток для различных комбинаций элементарных квадратов.
ПРАКТИЧЕСКИЕ ПРЕДЛОЖЕНИЯ ПО ОЦЕНКЕ ПОГРЕШНОСТЕЙ РАЗВЕДКИ
Изложенное в предыдущих разделах позволяет сделать ряд реко мендаций в отношении способов и приемов определения погреш ностей разведки. Имеется в виду оценка достоверности по геолого разведочным данным на стадии детальной и эксплуатационной разведки.
Методы оценки ошибок определяются их природой. Уже отме чалось, что в случае ложного геологического прогноза ошибочная модель месторождения по своим погрешностям количественно и каче ственно может существенно превышать все другие виды ошибок, допущенных при разведке. С другой стороны, для достоверного гео логического прогноза необходимы точные исходные первичные дан ные, т. е. все виды погрешностей при разведке взаимосвязаны. Однако полезно рассмотреть отдельно способы и процедуры оценки каждого из указанных видов ошибок.
Оценка технических ошибок
Оценка количественного значения технических ошибок в разве дочной литературе детально разработана для опробования. По скольку ошибки, исследуемые при контроле опробования, являются типичными техническими погрешностями разведки, рассмотрим в ка честве примера эту операцию. Погрешности опробования следует делить на случайные, систематические и промахи. Они возникают на всех стадиях опробования: при взятии пробы, при ее обработке и при испытании. Для отдельно взятой пробы справедливо соотно шение (алгебраическая сумма погрешностей)
Чопр 35 Ч вз |
®обр “f" ^ИСП’ |
Для случайных погрешностей в случае серии проб начинают действовать вероятностные законы, и ошибка среднего содержания определяется по формуле сложения дисперсий:
Чопр = Чвз 4 - Ч0бр ~Ь Чист
где о — среднеквадратичные погрешности.
Случайные погрешности устанавливают не по отдельным пробам, а характеризуют в среднем по серии проб (равноточных парных наблюдений). Наблюдения должны быть обязательно равноточными: выполненными по одной методике, в одинаковых условиях. На практике обычно устанавливают либо а0Пр (путем повторного взятия
8 Заказ 542 |
И З |
|
проб), либо стисп (путем организации внутреннего контроля анали зов). Реже находят стобр (путем двукратной обработки одних и тех же проб). Величину авз вычисляют из приведенной формулы для общей дисперсии.
Случайная среднеквадратичная абсолютная погрешность (любая) при наличии парных наблюдений определяется по формуле
1 / |
S (х ~ у ) 2 |
• |
У |
2га |
Эта формула применима к погрешности опробования, обработки или испытания проб.
Наряду с абсолютной рекомендуется вычислять и относительную погрешность
А= J ^ - 1 0 0 % ,
Х~ г у
где ----------- |
полусумма средних содержаний по двум равноточным |
рядам наблюдений.
Величина А химического анализа для многих элементов регла ментирована инструкциями ГКЗ и не должна превышать определен ного предела. В противном случае анализы должны быть переделаны.
Достаточность числа проб п для определения случайных погреш ностей устанавливают из условия
г У п — 1
где г — коэффициент корреляции между значениями:
( х — х) {у — у)
(ж — ж)2 2 (у—У)2
t — коэффициент вероятности, принимаемый равным 2 или 3, кото рым отвечают вероятности соответственно 95 и 99,7%.
Систематические погрешности находят также по серии парных испытаний, но испытаний неравноточных. Контрольное измерение у должно быть обязательно более точным, чем основное х.
Если нужно установить погрешность взятия проб ствз, то один способ взятия проб контролируют другим более точным (например, пунктирную борозду — непрерывной, бороздовый способ — задиркой или валовым способом и т. д.). Ошибку испытания аисп выявляют путем организации внешнего контроля анализов в более квалифи цированной лаборатории. Погрешность обработки проб сгобр может быть выявлена повторной обработкой при более высоком значении коэффициента к в формуле Q = kd2. Однако надо иметь в виду, что точность зависит также от схемы обработки химических проб: числа стадий и способов дробления, смешивания и сокращения проб. Обработка данных контроля сводится в конечном счете к обработке результатов анализов.
114
Операцию обработки результатов контрольных анализов реко мендуется начинать с составления сравнительной таблицы и диа граммы сопоставления основных и контрольных анализов. Таблица состоит из четырех колонок: в первой проставляют номера основных
проб; во второй записывают содержания по основным |
пробам ж,-, |
в третьей — по контрольным г/г, в четвертой — разность |
xt — yt — |
= б. Пробы следует сгруппировать по классам содержания. Границы классов полезно установить в соответствии с выделенными природ ными типами или промышленными сортами руд, так как точность химических анализов и опробования в целом часто зависит от мине рального состава, текстуры и структуры руды и залежи, от содер
жания полезных и сопутствующих компонентов и т. д. |
П |
П |
|
Внизу во второй и третьей колонке пишут суммы |
|||
Еж,- и |
Ег/,-, |
||
_ |
і-1 |
і=1 |
среднее содержание х и у, в четвертой колонке записывают рас хождение между средними значениями основных и контрольного
анализов А = х — у, а также количество пар проб и N 2 с отри цательным и положительным расхождением и количество пар с пре обладающим знаком S = N х — N 2.
Диаграмму сопоставления анализов вычерчивают по данным этой же таблицы. На диаграмме в определенном одинаковом масштабе по оси абсцисс откладывают значения основных анализов ж,-, а по оси ординат — значения контрольных анализов yt. Точку, отвечающую пробе, наносят на график по значениям (как по координатам) жг и у{. Из начала координат под углом 45° проводят прямую, которая отвечает равенству у = х.
При рассмотрении таблицы простое сопоставление количества отрицательных и положительных расхождений может показать нали
чие или отсутствие систематической погрешности: если N г ^ |
2 — |
систематической ошибки нет; если N у больше или меньше N.2, т. е. существенно больше расхождений с одним знаком, следует считать, что имеется систематическая погрешность.
На диаграмме при отсутствии систематической ошибки точки проб будут группироваться более или менее симметрично вблизи диаго нальной прямой, отвечающей х — у. Заметное преобладание точек выше или ниже прямой указывает на наличие систематической ошибки.
Б. И. Галкин на основании специальных исследований показал, что вероятность P s наличия систематической ошибки в серии сопря женных измерений зависит от количества измерений и от числа S, показывающего, насколько расхождений с одним знаком больше, чем с противоположным.
Сводные данные по соответствующему графику Б. И. Галкина приведены в табл. 18.
Вероятность Ps = 0,95 и больше считается достаточной для доказательства систематической погрешности; при Ps — 0,90 -f- 0,95 эти расхождения можно считать вероятными, но недоказанными;
8* |
115 |
Т аблица 18'
|
Вероятность наличия систематической ошибки в зависимости |
|
||||||
от общего количества проб N |
и числа преобладающих расхождений |
|||||||
|
|
|
с одним знаком |
|
|
|
|
|
p s |
N |
S |
PS |
N |
S |
р 8 |
N |
S |
0,50 |
5 - 8 |
3 |
0,95 |
9 -1 5 |
8 |
0,99 |
9—11 |
9 |
|
9 -2 0 |
4 |
|
15—25 |
10 |
|
11—15 |
10 |
|
20-54 |
5 |
|
25-35 |
12 |
|
15-25 |
11 |
0,75 |
5 - 7 |
4 |
|
СО Т сл о |
14 |
|
25-30 |
12 |
|
7-11 |
5 |
|
60 |
18 |
|
34-45 |
15 |
|
15-50 |
6 |
|
100 |
20 |
|
60 |
21 |
0,90 |
6 - 9 |
6 |
|
200 |
30 |
|
100 |
28 |
|
9 -1 5 |
7 |
|
300 |
34 |
|
200 |
38 |
|
15-25 |
8 |
|
400 |
42 |
|
300 |
40 |
|
25-40 |
И |
|
500 |
45 |
|
400 |
45 |
|
|
|
|
|
|
|
500 |
50 |
при |
Рд = 0,75 —^—0,90 систематические ошибки возможны, а при |
Ps < |
0,75 — неустановленными. |
Поправочный коэффициент за систематическую ошибку устана вливается по формуле / = уіх. Если он определяется в пределах 0,9—1,1, поправок в основные анализы не вносят, считая тем самым, что систематической ошибки нет или она незначительна.
Диаграмма результатов контроля позволяет наглядно сделать заключение о наличии или отсутствии систематической ошибки, о порядке значения ее и о знаке, а также выявить изменение система тической ошибки по классам содержаний в пробах. На графике выде ляются также пробы с резким отклонением расхождений от средних. Это — промахи, их надо исключить из общей обработки результатов контроля и тщательно исследовать возможные причины таких рас хождений.
Кроме графического предложен ряд статистических способов обработки результатов контроля опробования.
В. И. Смирнов [57] приводит следующие формулы упрощенного способа выявления погрешности анализа проб:
1 ) средняя относительная случайная ошибка
аі |
2 (х - у ) •1 0 0 %, |
|
У |
где X — у — арифметическая сумма расхождений основных и кон трольных проб (без учета их знака);
2 ) относительная систематическая ошибка
а2 |
V (X— у) |
= -= -----— . 1 0 0 %, |
|
2 |
У |
где X — у — алгеораическая сумма расхождении.
Г. С. Поротов предложил довольно простой и надежный стати стический способ выявления систематической ошибки химических анализов путем сравнения средних содержаний основных и кон
трольных проб: |
|
I — |
х~ у |
1 [ |
ах і °у |
' |
га |
где X и у — средние содержания по основным и контрольным пробам;: ах и Gy — соответствующие среднеквадратичные отклонения в каж дой серии; п — число пар проб; t — критерий Стыодента (см. табл. 6 ).
При величине t, отвечающей вероятности 0,95 и более, наличие систематической ошибки можно считать доказанным.
В. И. Смирнов [57] указывает также на определение погрешно стей опробования путем обработки данных основных и контрольных анализов статистически в каждой серии отдельно и вычисления затем коэффициента корреляции содержаний между сериями. На основании полученных данных вычисляется коэффициент вероятности (крите— рий Стыодента) по формуле
t _ |
Х~У |
• |
I |
----- — ----------- |
|
|
]/ т х2 -1- туЪ — 2тх т уг |
|
При значении t, отвечающем вероятности 0,95 и более, наличие' систематической ошибки считается доказанным.
Поправочный коэффициент находят по приведенной выше фор муле:
Степень точности вычисления коэффициента определяется по формуле
а — ± h_ |
У , — |
2 г т хтПу — + |
|
У |
X |
|
где — критерий Стыодента, отвечающий вероятности 0,95. Этот способ обработки материалов контроля, предлояшнный Н. В. Бары шевым, требует большого объема вычислений для выявления система тической ошибки.
Для обработки сравнения основных и контрольных данных обычно достаточно изложенных выше более простых методов, осо бенно графического.
117'