Реферат пояснювальна записка: 148 с., 11 рисунків, 5 таблиць, 8 додатків, 32 джерела


Принципи формування рудних потоків



Сторінка3/9
Дата конвертації10.06.2018
Розмір2.76 Mb.
ТипРеферат
1   2   3   4   5   6   7   8   9

Принципи формування рудних потоків


Розглядаючи динамічний графік показників якості, отримана для родовища, якісні показники руд якого утворять лівоасиметричний розподіл, можна помітити, що асиметрія розподілу створюється за рахунок включень порожніх порід і некондиційних руд . Якщо з потоку виключити ці включення, то характер кривої розподілу зміниться, а математичне очікування показників якості наблизиться до модального значення. Останнє характерно для нормальних розподілів, показники яких усереднюються найбільше ефективно.

Отже, для ефективного усереднення руд, розподіл якісних показників яких має ліву асиметрію повинна передувати сортування руди, що виключає з потоку надходжень включення порожніх порід і некондиційних руд.

У випадку правої асиметрії в результаті сортування виключаються ділянки руд з високим змістом компонента, представлені монолітами рудних мінералів або винятково густий рудомінеральної вкрапленістю. З огляду на, що ці включення, як правило, мають дуже невеликі обсяги, сортувальні пристрої повинні мати систему датчиків, що здатні виділити ці включення, а сортувальні механізми - забезпечувати виключення з потоку малих порцій руди.

Руди, які характеризуються асиметричним розподілом показників, після сортування утворять колективи якісних показників, які характеризуються нормальним розподілом, і ефективність їхнього усереднення зростає. При випадковому включенні в потік усереднючої руди, якість якої близько до модального значення, порцій руди з високою або низькою концентрацією корисного компонента різко знижується ефективність усереднення.

У табл. 1.2 приведені основні положення, якими варто керуватися при формуванні структури усреднительных систем і рудних потоків (при відсутності селективної переробки руди). З огляду на те, що в період, коли проектуються усереднювальні системи, єдина інформація, що характеризує якість руд, представлена пробами детальної розвідки. Початковими ознаками, що маркірують, для вибору системи усереднення є статистичні параметри розподілу показників якості, отримані по цих пробах.

Аналіз інтервальних проб, визначення кореляційних функцій інтервальних проб і спектрального складу дисперсії показників якості по інтервальним пробах дозволяє більш точно установити структуру усереднюючих систем, при цьому варто керуватися наступними правилами.

1. Якщо дисперсія показників мала і представлена в основному високочастотної складового спектра (коефіцієнт варіації v < 30 %), то усереднення надійне здійснюється в складах-змішувачах, методика визначення місткості яких і технологія змішування приведені нижче.

2. У цьому ж випадку при великій дисперсії показників v > 30 % доцільно передбачити найпростішу сортувальну систему, яка забезпечує поділ руди принаймні на два умовних сорти.

3. Наявність в енергетичному спектрі значної частки низькочастотної складової вимагає створення сортувальної системи, що забезпечує як виключення екстремальних включень з потоку руди, так і розподіл її на умовні сорти. Надалі різносортні руди можуть або селективно збагачуватися, або змішуватися в складі-змішувачі в заданій пропорції.
Усі варіанти відкритих гірських робіт передбачають поділ оконтуреного рудного тіла на горизонтальні шари, рівні прийнятій висоті уступу, що вибирається, як правило, без обліку її впливу на ефективність стабілізації. У цьому випадку домінують економічні і технологічні фактори. Незалежно від прийнятої висоти уступу відпрацьовування руд у межах звичайного уступу здійснюється послідовним відділенням від масиву в конкретному напрямку призм руди, що мають висоту уступу Н, ширину прийнятої екскаваторної заходки В и довжину фронту робіт окремого добичного екскаватора на уступі .

У межах заходки в межах буровзривних робіт якісні показники руди змішуються в інтервалі висоти уступу і ширини заходки, тому в границях вертикального переріза заходки, що має форму паралелограма, якість руди усереднюється і припускаєте однаковим у всьому перетині.

Таким чином, вибій екскаватора є змішувачем для руду погашаючим частку високочастотних коливань показників якості Місткість такого змішувача визначається з вираження

де b — відстань між буровзривними свердловинами.



У такому блоці якісні показники передбачаються стабільними й оцінюються по аналізі, відібраному зі шламу буровзривної свердловини, що відокремила при вибуху цей блок від масиву. З огляду на, що при варіюванні параметрів блоку в межах Н = 10 - 15 м, B = 12 - 16м, b =6 - 8м, обсяг блоку, відокремлюваного окремою свердловиною, V  1000 м3. Цей обсяг варто прийняти за мінімальний блок руди, для якого в процесі видобутку може бути отримана інформація, що характеризує якість руди в ньому.

Безперервне відвантаження руди з окремих вибоїв до споживача (збагачувальна фабрика, склад) являє собою потік ємностей, завантажених рудою. Організація транспортних комунікацій і прийомних бункерів у споживача руди така, що окремі потоки руди з конкретних добичних уступів і від окремих екскаваторів утворять єдиний транспортний потік від кар'єру до пунктів розвантаження.

Цей потік утворений дискретними надходженнями з окремих вибоїв з циклічною повторюваністю в загальному потоці. Циклічна повторюваність якості руд, що характеризує руду конкретного вибою, має наступну періодичність:

, де Nз - число вибоїв, v — місткість складу. Ці коливання, створені чергуванням подачі руди в загальний потік з окремих вибоїв (для залізничної доставки руди).

При рішенні задач по стабілізації якості руд головна проблема складається в погашенні середньозабійних коливань, що у спектрі дисперсії представлені, як правило, низькочастотним діапазоном.

У спектрі коливань якості руди в об'єднаному потоці значна частка дисперсії представлена високочастотними коливаннями. Високочастотними варто вважати коливання з періодом не перевищуючим

де v — місткість поїзда, т.

З огляду на, що видобуток руди і розміщення екскаваторів у вибої здійснюється відповідно до тижнево-добового графіка, середньотижневі показники якості, а іноді і середньодобові показники утворять періодичність динамічного графіка показників якості в об'єднаному потоці. Тому коливання, що виникли в результаті керування якістю і мають період, рівний Т = Vсут — Vнед, звичайно називають середньочастотними. Коливання показників якості, які характеризуються генетичними властивостями родовища і виникаючі внаслідок наявності в надрах локальних або загальних закономірностей у розміщенні якісних властивостей руди, відносять до низькочастотного.

Як при автомобільному, так і залізничному транспорті руди до споживача принцип формування об'єднаного потоку однаковий Так, якщо якість у вибоях у напрямку фронту робіт



те в ідеальному представленні формування потоку здійснюється за схемою:



Можуть мати місце відхилення від цієї схеми, викликані перебоями в роботі транспорту і забійних екскаваторів, але загальний принцип побудови об'єднаних потоків зберігається.

Якщо інформація, що характеризує якість руд у вибоях, визначалася по модульних пробах, то дисперсія якості в дискретних надходженнях об'єднаного потоку дорівнює дисперсії модульних проб:

де  - дисперсія модульних проб в окремому вибої;  - дисперсія поточних середніх межзабійних показників якості.

Зі збільшенням числа добичних вибоїв значення  зменшується, а -  зростає незначно. Дійсно, змінюючи обсяг вибірки із сукупності проб, можна помітити експонентний ріст дисперсії зі збільшенням обсягу вибірки, що припиняється при значних обсягах вибірки.

Характеризуючи блок руди Vc однієї свердловиною пробій, допускають, та якість руди в блоці однорідно.

Це було б справедливим, якби свердловина була пробурена у висадженій і перемішеній руді. У реальному випадку проба із свердловини характеризує тільки циліндр руди, обсяг якого дорівнює  '

де d – діаметр свердловини.

Неважко бачити, що Vc представляє тільки незначну частку обсягу, приблизно 1/800 його частина. Крім того, проба із свердловини pacпологається в центрі блоку. Якщо визначити суміжні різниці модульних проб

 (1.10)

те після зведення в квадрат і розподіли на n одержують



 (1.11)

Приймаючи допущення, що для досить довгого ряду показників



 (1.12)

одержують



Однак


тоді


Для умов взаємної кореляції


 (1.13)

тоді


Отже,


 (1.14)

Але при експонентній апроксимації



 (1.15)

Якщо від центра блоку Vc до його границі відстань дорівнює l = , то



Помилка модульних змістів може досягати значень , при відсутності кореляції між показниками якості в модульних пробах вона складе .

У більшості випадків модульна проба досить приблизно характеризує якість руди в блоці і тому для надійного формування потоку використовується оперативна інформація, одержувана при надходженні руди на збагачення.

 

1.1.3. Експериментальні дослідження якісних характеристик рудопотоків ГЗКов


Визначення умов контролю якісних характеристик рудопотоків ГЗКів


Одним з основних вимог до контролю технологічного процесу видобутку або збагачення сировини є незалежність досвідів. При малому інтервалі контролю виникає сильний кореляційний зв'язок між вимірами, у зв'язку з чим сукупність експериментальних даних не може бути використана для кореляційного аналізу. Якщо інтервал контролю обраний занадто великим, то на результаты експерименту будуть впливати впливу, викликані зміною параметрів агрегатів. На практиці за час інтервалу контролю приймають відрізок часу, за який автокорреляційна функція спадає до 5% свого первісного значення, тобто

 (1.16)

Одержати оцінку автокорреляційної функції можна по вираженню [21]:



 (1.17)

де  — інтервал кореляції перетинів випадкової функції ;



 — оцінка математичного чекання випадкової функції;

 — інтервал дискретного контролю ;

m — число інтервалів дискретного контролю випадкової функції;

п — число крапок контролю;

Т — інтервал реалізації.

З рівняння (1.17) випливає, що для одержання  досить здійснити дискретний контроль , при якому крива апроксимації  вимірюваної функції  носить східчастий характер.

Вибір інтервалу  дискретизації  вимагає обґрунтування, тому що завищена частота виміру, особливо при ручному доборі проб, досить трудомістка. Занижена частота не дає представлення про щирий характер зміни  і може привести до великих погрішностей обчислення . Тому що заздалегідь відсутня інформація про структуру , визначення  можна звести до перевірки спочатку обраного його значення. Умовою прийнятності первісного обраного значення  є

 (1.18)

де  — розрахункове значення інтервалу контролю .

При визначенні інтервалу дискретизації коливаємість якості сировини, що надходить на збагачення, у часі можна виразити полігармонійним рядом:

 (1.19)

де  — чисто випадкова складової якості корисної копалини;



 — параметри полігармонійного ряду.

Відповідно до цього дисперсія якості щодо середнього значення являє собою суму дисперсії:



 (1.20)

Складність гармонійного аналізу коливань якості корисної копалини в часі приводить до необхідності емпіричного встановлення , шляхом випробування якості корисної копалини на різних інтервалах часу. Чим менше значення інтервалу часу, узятого як інтервал між двома послідовними випробуваннями, тим точніше можна установити значення якості корисної копалини і його коливаємість у часі. Практично час, затрачуваний на узяття однієї проби в деякій крапці технологічного ланцюга збагачувальної фабрики, складає 1—1,5 хв. Кожна окрема проба не може нести достовірну інформацію про якість, а для встановлення дисперсії якості в одиницю часу потрібно кілька проб.

Оцінимо мінімально припустима кількість проб, що забезпечує задану вірогідність оцінки якості корисної копалини і його дисперсії. Нехай узято п проб корисної копалини в деякій крапці рудопотоків з якістю . Припустивши, що випадкова величина підкоряється нормальному законові розподілу із шуканими параметрами  і D побудуємо довірчі інтервали для цих параметрів, що відповідають довірчої імовірності PD.

Для шуканих параметрів отримані наступні оцінки:

 

 (1.21)

Позначимо через  довірчий інтервал для . Величина  повинна бути такий, щоб дотримувалася умова


 (1.22)

Рівність (1.22) еквівалентно умові



Значення  знаходимо по [21] для числа ступенів волі п—1. Довірчий інтервал для дисперсії  визначаємо по формулі



 (1.23)

де  знаходимо по [21].



При проведенні експериментальних досліджень у виробничих умовах інтервал спостереження Т вибирається таким чином, щоб вхідний параметр об'єкта  за час Т змінився від  до  [24]. У цьому випадку статистичні характеристики рудної сировини будуть представлені у всім робочому діапазоні. Нехай робочий діапазон вхідної перемінної  змінюється в інтервалі



Функція  являє собою випадковий стаціонарний процес з нормальним законом розподілу. Весь діапазон виміру  розіб'ємо на ряд однакових інтервалів і будемо вважати, що вимірювана величина  за час Т хоча б один раз з'являлася як на максимальному, так і на минімальном рівні. Якщо прийняти, що імовірності P1 і Р2 появи параметра  на верхньому і нижньому рівнях малі, однакові і рівні Р, то можна скористатися формулою Пуассона [24]. Імовірність того, що перемінна  з'явиться т раз у крайньому інтервалі, визначається вираженням

 (1.24)

де ;



а — середнє число влучень перемінної в крайній інтервал в одиницю часу;

Т — повний час спостережень (годинник, зміни).

Імовірність того, що  не потрапить у крайній інтервал = 0), можна виразити як



 (1.25)

Імовірність того, що  хоча б один раз попадає в крайній інтервал, складе



 (1.26)

Імовірність того, що  за час Т хоча б по одному разі потрапить в інтервал, що відповідає верхньому і нижньому рівням, можна визначить по рівнянню.



 (1.27)
де  — середнє число улучень  відповідно у верхньої і нижньої інтервали.

Тому що  а , одержимо



 (1.28)

Задаючи імовірністю Р, можна визначити значення .

Якщо позначити середнє число влучень у крайній інтервал діапазону в одиницю часу

 (1.29)

Те

Тоді  (1.30)

Значення Р' визначається по щільності розподілу вхідний перемінної . Як показав аналіз статистичних даних, при Р = 0,95,  = 22%,  = 30% воно складає 0,04. По вираженню (1.30) одержуємо Т = 60 змін Тому що однієї з задач експерименту було установлення внутрізмінної коливаємості якості рудної сировини, а одиничним виміром є одна зміна, то необхідне число годин Tобщ = 60  8 = 480.



При контролі процесу збагачення з метою визначення статистичних характеристик рудопотоків необхідно враховувати час транспортного запізнювання  виміру вихідних показників щодо вхідних. Замір вихідних показників повинний здійснюватися пізніше виміру вхідних на час, рівний запізнюванню . Характеристикою зв'язку двох стаціонарних випадкових процесів  і  на вході об'єкта керування є взаємнокорреляційна функція

 (1.31)

Часове зрушення  відповідному максимумові взаємокорреляційної функції об'єкта по відповідному каналі  = max, приймається за час еквівалентного запізнювання.

Установлення меж коливаємісті якості рудної сировини, що надходить на збагачення

Одним з найважливіших параметрів, що впливають на процеси організації і керування роботою гірничодобувних підприємств у режимі усереднення, є величина припустимої коливаємості якості рудної сировини, що надходить на збагачення, . Ця величина обумовлює ступінь складності організаційно-технічних заходів і, отже, потрібні витрати на забезпечення заданих меж коливаємості якості в різні етапи видобутку і переробки рудної сировини.



У процесі переробки корисних копалин на підприємствах здійснюється ряд операцій, у результаті яких трансформуються якісні ознаки сировини і, зокрема, коливаємость якості, що характеризується величиною середньоквадратичного відхилення досліджуваної ознаки. Зміна коливаємості змісту корисного компонента в сировину, що має місце в результаті здійснення визначеної технологічної операції, характеризується коефіцієнтом усереднення  руди:

 (1.32)

де  - середньоквадратичні відхилення якості руди відповідно на виході і вході i-го технологічного етапу (процесу). Вплив кожного з технологічних етапів видобутку, складування і переробки на процес усереднення сировини встановлюється шляхом обчислення приватних коефіцієнтів усереднення. При цьому загальний коефіцієнт усереднення



 (1.33)

де  — коефіцієнти усереднення руди на різних технологічних етапах.



При аналізі коливаємості якості руди варто мати на увазі, що в процесі її збагачення відбувається збільшення змісту металу в сировину і зменшення обсягу готової продукції щодо обсягу переробки, тому при зменшенні коефіцієнта варіації  абсолютне значення  може збільшуватися. Таким чином, для зіставлення показників коливаємості якості руди на вході і виході кожної стадії збагачення варто користуватися середньоквадратичними відхиленнями , приведеними до вихідних значень якості  й обсягам переробки вихідної рудної сировини:
 (1.34)

де  — середні значення якості руди і концентрату за досліджуваний інтервал часу, %;

 — коефіцієнт, що враховує приведення коливаємості якості руди до одного обсягу (вихід концентрату), %.

Взаємозв'язок між коливаємістю якості рудної сировини на вході системи (кар'єр) і її виході (збагачувальна фабрика) виразимо в такий спосіб:



 (1.35)

Якщо


Те

 (1.36)



де  — коливаємость якості сировини в сумарному рудопотоці кар'єру, %. Задаючи припустимої коливаємістю якості концентрату, рівної 0,2%, визначаємо припустиму коливаємость якості вихідної сировини, що надходить на збагачення:
 (1.37)

Розрахунок коефіцієнтів усереднення рудної сировини по окремих технологічних етапах і визначення значень  і  вироблялися на підставі обробки статистичних і експериментальних даних, отриманих за результатами досліджень рудопотоків кар'єрів і збагачувальних фабрик.

Визначення припустимої коливаємості якості здійснювалося за результатами внутрігодинного випробування рудної сировини в процесі його видобутку і переробки.

Дисперсія між середніми змістами металу в руді по вибоях складає 13,5(%)2, загальна дисперсія між пробами по всім добичних вибоях — 54,7(%)2, середньоквадратичне відхилення =7,4%.

Коливаємость якості рудної сировини з кожним технологічним циклом усе більш зменшується. Так, наприклад, стосовно добичним вибоїв коливаємость якості руди на складі, автостеле, живильниках млинів і зливі класифікатора зменшується відповідно в 1,7; 3,4; 6,5 і 11 разів. Однак, незважаючи на істотне зменшення коливаємості якості рудної сировини в досліджуваних обсягах переробки, значення коефіцієнтів усереднення на суміжних технологічних ділянках незначні (Ky = 0,4 — 0,5), що свідчить про сховані резерви технології усереднення корисної копалини на різних стадіях видобутку, складування і попередньої підготовки до збагачення.

Слід зазначити, що в процесі збагачення руди також відбувається усереднення. При цьому коефіцієнти усереднення в 1,5—2,0 рази вище, ніж у процесах видобутку руди і її попередньої підготовки до збагачення.

При збільшенні інтервалу тимчасового угруповання проб на кожнім технологічному етапі збагачення спостерігається збільшення значення Ky. Причому, зі збільшенням інтервалу угруповання ріст Ky помітно знижується, і при t  40 хв він практично дорівнює нулеві. Останнє дозволяє зробити висновок про необхідність створення додаткових ємностей для рудної пульпи, рівних по обсязі 40-хвилинної продуктивності однієї секції збагачувальної фабрики.

З вираження (1.37) визначенаі припустима коливаємість  якості рудної сировини, що в умовах ГЗКа для обсягів переробки 1000— 1200 т складає 1,4%. Для встановлення припустимих меж міжзмінної коливаємості якості рудної сировини, видаваного з кар'єру, використані результати експериментальних робіт, виконаних у виробничих умовах ГЗКа.

Слід зазначити, що найбільша ефективність усереднення рудної сировини має місце на етапі кар'єр — класифікатор, тому що при цьому значно підвищуються показники збагачення. Тому з урахуванням вимог припустимі відхилення якості рудної сировини визначалися по вираженню (1.37) на виході з кар'єру і на зливі класифікатора.

Економічна ефективність усереднення рудної сировини до зазначених меж відповідно до методики [19] може апроксимуватися гіперболічною функцією виду



 (1.38)

де Ц — цінність рудної сировини, руб.;



 — однорідність рудної сировини до і після усереднення, %.

Виконані розрахунки свідчать про високу економічну ефективність процесу усереднення руд.



Каталог: files
files -> Інформація для вступників 2015 року до аспірантури Інституту соціології Національної Академії наук України
files -> Положення про порядок підготовки фахівців ступенів доктора філософії та доктора наук в аспірантурі (ад’юнктурі) та докторантурі вищих навчальних закладів
files -> Відділ аспірантури та докторантури Уманського державного педагогічного університету імені Павла Тичини
files -> Про вступний іспит та реферат при вступі до аспірантури Інституту соціології нан україни
files -> Київський національний університет імені Тараса Шевченка
files -> Програма вступного іспиту до аспірантури зі спеціальності 22. 00. 03 соціальні структури та соціальні відносини Затверджено
files -> Принципи реалізації наукової діяльності університету: активна участь у формуванні та
files -> Портфоліо вчителя


Поділіться з Вашими друзьями:
1   2   3   4   5   6   7   8   9




База даних захищена авторським правом ©uchika.in.ua 2020
звернутися до адміністрації

    Головна сторінка