任萬興，郭 慶,石晶泰,陸 偉，孫 勇

(1.中國礦業(yè)大學 安全工程學院，江蘇 徐州 221116; 2.中國礦業(yè)大學 煤礦瓦斯與火災防治教育部重點實驗室,江蘇 徐州 221116; 3.安徽理工大學 安全科學與技術學院，安徽 淮南 232000; 4.煤科集團沈陽研究院有限公司，遼寧 撫順 113122; 5.煤礦安全技術國家重點實驗室，遼寧 撫順 113122)

燃燒是煤炭的自然屬性，可控的燃燒能為發(fā)展提供能源，不可控的煤自燃是影響煤礦安全開采的重大災害[1-3]。監(jiān)測監(jiān)控是防治煤自燃的關鍵，而標志氣體與溫度是煤自燃最主要的特征參數(shù)，掌握煤自燃標志氣體的變化特征及其與煤溫的關系對煤自燃預警具有重要意義[4-8]。

目前，國內(nèi)外學者針對煤低溫氧化過程中氣體體積分數(shù)變化及其與煤溫的關系進行了大量的研究[9-13]。肖旸等[14]利用絕熱氧化實驗確定了標志氣體與特征溫度的對應關系，并給出了各階段氣體的變化特征。屈麗娜等[15]研究了煤氧化動力學參數(shù)與特征溫度的關系，指出煤反應能級和活化能可以用來評價煤的氧化能力強弱。ONIFADE等[16]研究了煤自燃傾向性與微觀元素的關系，指出可以通過多元線性擬合獲得煤自燃危險等級與微觀元素的關系。鄧軍等[17]指出氣體體積分數(shù)增長率峰值與煤自燃特征溫度具有良好得對應關系。LEI等[18]構(gòu)建了基于隨機森林方法的煤自燃溫度預測模型。高原等[19]利用支持向量回歸模型對煤自燃進行預測。鄧軍等[20]提出了采空區(qū)遺煤氧化得隨機森林預測法，并基于現(xiàn)場數(shù)據(jù)進行驗證，具有良好的預測效果。GUO等[21]利用絕熱氧化法構(gòu)建了CO/CO2、格雷哈姆系數(shù)等與煤溫的預測模型。秦紅星等[22]利用指數(shù)函數(shù)和二次函數(shù)擬合了標志氣體與溫度的關系式。

但是目前研究還存在以下問題:① 未建立煤自燃標志氣體與溫度的連續(xù)性函數(shù)關系，僅以有限特征溫度進行階段劃分;② 多數(shù)研究是直接給出指數(shù)函數(shù)或者多項式函數(shù)擬合氣體體積分數(shù)曲線，沒有論證函數(shù)的合理性和有效性，并且所用函數(shù)未體現(xiàn)煤自燃標志氣體的階段性變化特征;③ 未見對煤自燃特征溫度的統(tǒng)計學規(guī)律進行研究。筆者采用程序升溫實驗，選擇不同函數(shù)對標志氣體體積分數(shù)進行擬合，確定氣體與煤溫的數(shù)學模型，并進行有效性驗證。然后基于統(tǒng)計學規(guī)律確定特征溫度的取值，并構(gòu)建煤自燃預警指標，最終對煤自燃過程進行危險等級劃分。

1 煤樣程序升溫實驗

參考中國礦業(yè)大學國家安全生產(chǎn)檢測中心，關于煤自燃標志氣體測試的詳細步驟進行實驗[11]:① 煤樣破碎，篩分50 g粒徑為40～80目的顆粒;② 將煤樣置于溫控箱內(nèi)的煤樣罐內(nèi)，連接好進、出氣氣路以及溫度探頭，并檢查氣密性。所用空氣為50 mL/min的干空氣。當達到指定測試溫度時，恒定溫度5 min后采取氣樣，利用色譜分析儀進行氣體成分和體積分數(shù)分析。實驗設備如圖1所示。

圖1 程序升溫實驗設備Fig.1 Temperature-programmed experiment

實驗共88組煤樣，煤樣命名方式為省份+編號，如共2組煤樣取自陜西省，則煤樣記作:陜西-1、陜西-2。隨機選擇18組煤樣作為實驗樣本，構(gòu)建“氣體-煤溫”數(shù)學模型，再次隨機選擇另外10組煤樣作為檢驗樣本，對數(shù)學模型的本構(gòu)方程參數(shù)進行檢驗，評價其有效性。最后，利用特征溫度構(gòu)建煤自燃預警指標。

2 模型的建立與求解

2.1 變質(zhì)程度對標志氣體的影響

根據(jù)變質(zhì)程度高低，選擇8組煤樣:長焰煤(陜西建新煤化)、不黏煤(阜新礦業(yè)孫家灣);氣煤(甘肅百貫溝礦)、肥煤(陽城煤礦3煤層)、焦煤(付村煤礦);瘦煤(朱莊煤礦)、貧瘦煤(陜西郭家河礦)、貧煤(山西潞安煤業(yè))，對其進行煤自燃標志氣體測試，煤樣工業(yè)分析見表1。

2.1.1標志氣體體積分數(shù)變化

不同變質(zhì)程度的煤樣標志氣體隨煤溫的變化曲線如圖2所示。不同變質(zhì)程度煤樣標志氣體體積分數(shù)均隨著溫度的增加而增加，CO的體積分數(shù)最高，C2H4體積分數(shù)次之，C2H2體積分數(shù)最小，而標志氣體的初現(xiàn)溫度順序相反。一般認為，變質(zhì)程度越低，標志氣體體積分數(shù)越高，即2者負相關，實際上，標志氣體的體積分數(shù)與變質(zhì)程度并不是絕對的負相關:如肥煤(中變質(zhì))的CO體積分數(shù)顯著高于不黏煤(低變質(zhì))的CO體積分數(shù)、焦煤(中變質(zhì))的C2H4體積分數(shù)高于長焰煤(低變質(zhì))C2H4體積分數(shù)、瘦煤(高變質(zhì))的C2H2體積分數(shù)高于肥煤(中變質(zhì))和長焰煤(低變質(zhì))的C2H2體積分數(shù)。因此，標志氣體體積分數(shù)并不絕對受變質(zhì)程度的影響。

表1 不同變質(zhì)程度煤樣工業(yè)分析Table 1 Proximate analysis of coal samples with different degrees of metamorphism%

圖2 不同變質(zhì)程度煤樣標志氣體體積分數(shù)變化曲線Fig.2 Curves of index gases concentration of coal samples with different metamorphism degrees

圖3為不同變質(zhì)程度煤樣CO與C2H4體積分數(shù)隨煤溫變化的階段性曲線，由圖3可知，不同變質(zhì)程度煤樣的標志氣體的體積分數(shù)有差異，但是標志氣體體積分數(shù)隨煤溫的變化規(guī)律基本相同，一般經(jīng)歷波動、穩(wěn)定增長和衰減3個階段，階段劃分的臨界點稱為特征點。

圖3 不同變質(zhì)程度煤樣CO與C2H4體積分數(shù)階段劃分Fig.3 Phase change of CO and C2H4 of coal samples with different metamorphism degrees

2.1.2標志氣體的初現(xiàn)溫度

初現(xiàn)溫度是指初次檢測到該氣體時溫度，氣體初現(xiàn)溫度的大小能夠表征標志氣體對溫度的靈敏性:初現(xiàn)溫度越小，氣體靈敏度越高，反之，則需要更高的溫度才會出現(xiàn)該氣體。不同變質(zhì)程度煤樣CO,C2H4和C2H2的初現(xiàn)溫度如圖4所示，由圖4可知，C2H2的初現(xiàn)溫度最高，C2H4的初現(xiàn)溫度次之，CO的初現(xiàn)溫度最小。CO,C2H4和C2H2初現(xiàn)溫度與變質(zhì)程度正相關。但是具體到每一組煤樣，即使是同類變質(zhì)程度，其初現(xiàn)溫度也有較大差異:以長焰煤(低變質(zhì))、肥煤(中變質(zhì))和貧煤(高變質(zhì))為例，CO的初現(xiàn)溫度分別為29，28，41 ℃;C2H4的初現(xiàn)溫度分別為120,90,140 ℃，并不是絕對的正相關。

圖4 不同變質(zhì)程度煤樣自燃標志氣體的初現(xiàn)溫度Fig.4 Initial occurrence temperatures of index gases of different ranked coal samples

綜上所述，變質(zhì)程度對煤自燃標志氣體及其初現(xiàn)溫度有一定的影響，但并改變煤自燃標志氣體的變化規(guī)律，因此，在求解“標志氣體與煤溫”的數(shù)學模型時，忽略變質(zhì)程度對標志氣體變化規(guī)律的影響是可行的。

2.2 擬合模型優(yōu)選

圖5為CO,C2H4體積分數(shù)及其一階、二階導數(shù)的變化曲線。其分布規(guī)律表明，上述3組數(shù)據(jù)具有相似的變化特征，均可劃分為波動、穩(wěn)定和衰減3個階段。以貴州煤樣為例，穩(wěn)定氧化階段內(nèi)CO體積分數(shù)、CO體積分數(shù)一階、二階導數(shù)線性擬合的斜率(R2)分別為0.015 75(R2=0.998),0.015 53(R2=0.996)和0.015 55(R2=0.982)，C2H4體積分數(shù)的3條曲線的線性擬合斜率(R2)分別為0.016 60(R2=0.996),0.018 18(R2=0.998)和0.018 24(R2=0.988)，可認為同一煤樣的3組曲線為近似平行的直線，說明原函數(shù)與導函數(shù)具有相似的函數(shù)特征[23]。

煤自燃氧化的穩(wěn)定階段，CO和C2H4體積分數(shù)均符合指數(shù)變化特征，若采用單一的指數(shù)函數(shù)進行擬合，則無法體現(xiàn)波動段和衰減段的變化特征。為優(yōu)選適合氣體體積分數(shù)變化的擬合函數(shù)，選取以下4種擬合模型:Logistic模型、指數(shù)模型、4次多項式和6次多項式，并選擇可決系數(shù)R2、和方差SSE、均方差MSE三種統(tǒng)計學指標評價各模型的擬合優(yōu)度。

上述評價指標的變化見表2。其中，指數(shù)擬合的殘差離散度最高，MSE和SSE最大，該擬合方法的擬合優(yōu)度最差。對于CO體積分數(shù)，Logistic擬合的R2最大，SSE,MSE和殘差范圍均最小，擬合效果最佳;對于C2H4體積分數(shù)，指數(shù)函數(shù)擬合的指標優(yōu)度最差，Logistic擬合與6次多項式擬合的R2最高，且SSE與MSE最小，說明Logistic和6次多項式擬合方法的擬合優(yōu)度最佳。綜上所述，Logistic模型對CO和C2H4體積分數(shù)擬合均具有較好的擬合優(yōu)度，且Logistic模型包含緩慢期、對數(shù)期、穩(wěn)定期等階段，與CO,C2H4體積分數(shù)變化階段特性匹配，而6次多項式擬合不具有分階段性，且其階數(shù)過高，容易出現(xiàn)過擬合，因此選擇Logistic模型。

圖5 CO,C2H4體積分數(shù)及其一、二階導數(shù)變化曲線Fig.5 Change curves of CO and C2H4 concentration and their first and second derivatives

表2 貴州煤樣CO,C2H4體積分數(shù)擬合指標對比Table 2 Comparison of fitting indexes of CO and C2H4 concentration of Guizhou coal sample

Logistic模型的本構(gòu)方程為

(1)

式中，y為標志氣體體積分數(shù)，%；A2為模型對應的最大值;A1為模型對應的最小值;x為煤溫，℃；x0為曲線的拐點;p為曲線拐點處與曲線斜率相關的量。

2.3 模型參數(shù)確定

山西-25煤樣擬合不收斂，因此只有17組有效數(shù)據(jù)。CO體積分數(shù)Logistic擬合參數(shù)(A1，A2，p，x0)的箱型分布如圖6所示(其中，IQR為四分位距)，根據(jù)正態(tài)性檢驗(表3)，A2,p和x0在0.05水平下顯著地符合正態(tài)分布，而lgA1在0.05水平下屬于正態(tài)分布，其分布方程為lgA1～N(1.37，0.592)。上述4個參數(shù)均符合正態(tài)分布后，可用平均值(中位數(shù))表征其他樣本值，本文取平均值，A2=14 990，p=11，x0=294，lgA1=1.37，則A1=23。

C2H4體積分數(shù)Logistic擬合參數(shù)分布如圖7所示，表4中，根據(jù)正態(tài)性檢驗可知，其4組參數(shù)均符合正態(tài)分布，同理得到C2H4擬合的4個參數(shù)值為A1=0.3，A2=27，p=17，x0=283。

表3 CO體積分數(shù)Logistic擬合4參數(shù)正態(tài)性檢驗結(jié)果Table 3 Normality test results of four parameters for CO concentration with Logistic fitting

將上述4個參數(shù)代入Logistic本構(gòu)方程，得到CO,C2H4體積分數(shù)與煤溫的函數(shù)模型為

(2)

(3)

式中，φ(CO)，φ(C2H4)分別為CO和 C2H4體積分數(shù)，10-6;Tcoal為煤溫，取值30～350 ℃。

根據(jù)正態(tài)分布的“3σ”原則，樣本值分布在(μ-3σ，μ+3σ)的概率為0.997 4，相當于必然事件，基于此可得到Logistic回歸模型參數(shù)取值范圍，見表5。

圖6 CO體積分數(shù)Logistic擬合參數(shù)值分布Fig.6 Distribution of parameters of CO with Logistic fitting

圖7 C2H4體積分數(shù)Logistic擬合后各參數(shù)取值分布Fig.7 Distribution of parameter values with logistic fitting of C2H4

表4 C2H4體積分數(shù)Logistic擬合4參數(shù)正態(tài)性檢驗結(jié)果Table 4 Normality test of four parameters for C2H4

2.4 模型有效性驗證

檢驗樣本CO體積分數(shù)Logistic擬合參數(shù)的箱型分布如圖8所示。根據(jù)正態(tài)檢驗(表6)，參數(shù)A1，p，x0均符合正態(tài)分布，而參數(shù)A2不符合正態(tài)分布，對其進行正態(tài)化處理，得到lgA2～N(4.174 06，0.129 162)。取其平均值lgA2=4.174，則A2=14 928，其他3個參數(shù)值分別為A1=28，p=11，x0=293。

表5 基于正態(tài)分布3σ原則的擬合參數(shù)取值范圍Table 5 Range of fitting parameters based on the 3σ principle of normal distribution

圖8 檢驗樣本CO體積分數(shù)4個擬合參數(shù)分布Fig.8 Distributions of four fitting parameters with CO of test samples

表6 檢驗樣本CO體積分數(shù)4個參數(shù)正態(tài)性檢驗Table 6 Normalization test of parameters of CO of test samples

檢測樣本的C2H4體積分數(shù)擬合參數(shù)如圖9所示。對4組參數(shù)進行正態(tài)性檢驗可知，A1，A2，p屬于正態(tài)分布，x0不屬于正態(tài)分布，而lgx0屬于正態(tài)分布(圖10)，說明x0屬于對數(shù)正態(tài)分布(表7)。其中l(wèi)gx0的正態(tài)分布方程為N(2.442 22，0.046 412)，取樣本平均值表征其他樣本參數(shù)，lgx0=2.44，得到x0=275。其他3個參數(shù)值取平均值后分別為:A1=0.3,A2=31,p=17。

訓練樣本與檢驗樣本的Logistic擬合參數(shù)見表8，對比可知，2樣本的4個參數(shù)值分布非常相近:對于CO體積分數(shù)的擬合參數(shù)，A2,p,x0三者誤差率分別為0.40%,0和0.34%;A1的2個參數(shù)值誤差相對較大，絕對差值為 5。對于C2H4的擬合參數(shù)，4個參數(shù)的絕對誤差率分別為0,14.8%,0和2.8%，總體上訓練樣本與檢驗樣本的擬合參數(shù)分布基本一致。其次，根據(jù)表5中的擬合參數(shù)取值范圍可知，檢驗樣本4個參數(shù)值在取值范圍內(nèi)，因此可以接受訓練樣本的4個參數(shù)值，標志氣體體積分數(shù)與煤溫的數(shù)學模型有效。

3 煤自燃預警指標構(gòu)建

根據(jù)式(2)，(3)得到氣體體積分數(shù)隨煤溫的變化曲線，如圖11所示，曲線直觀地展現(xiàn)了氣體體積分數(shù)隨溫度變化的階段性特征，其階段劃分是以初現(xiàn)溫度、拐點溫度為臨界點。初現(xiàn)溫度CO,C2H4和C2H2初現(xiàn)溫度。拐點溫度是表征煤自燃階段轉(zhuǎn)變的臨界指標，包括CO,C2H4第1拐點溫度、CO,C2H4第2拐點溫度4個特征溫度。其中，第1拐點溫度是從波動段和穩(wěn)定段的分界點，第2拐點溫度是穩(wěn)定段和衰減段的分界點。

圖9 檢驗樣本C2H4體積分數(shù)4個擬合參數(shù)分布Fig.9 Distribution of four parameters with C2H4 of test samples

圖10 檢驗樣本C2H4擬合參數(shù)lg x0分布Fig.10 Distribution of lg x0 with C2H4 of test samples

表7 檢驗樣本C2H4體積分數(shù)擬合參數(shù)正態(tài)性檢驗Table 7 Normalization test of four fitted parameters of C2H4 concentration of test samples

表8 訓練樣本與檢驗樣本擬合參數(shù)對比Table 8 Comparison of fitting parameters between training samples and test samples

圖11 CO,C2H4與煤溫的數(shù)學模型擬合曲線Fig.11 Model fitting curves of CO,C2H4 and coal temperature

3.1 初現(xiàn)溫度

3.1.1CO初現(xiàn)溫度

圖12為88組煤樣的CO初始溫度統(tǒng)計結(jié)果，CO初現(xiàn)溫度主要集中在28～32 ℃，煤樣頻數(shù)為72，占總樣本數(shù)的81.8%，小于35 ℃的累積占比超過90%，最高初現(xiàn)溫度為41 ℃，最低初現(xiàn)溫度為26 ℃，極差為14 ℃，根據(jù)正態(tài)性檢驗可知，CO初現(xiàn)溫度符合正態(tài)分布，其平均值和中位值為別為30.5 ℃和30 ℃，說明CO對溫度非常敏感，低溫條件下即可出現(xiàn)。通過現(xiàn)場調(diào)研可知，CO會出現(xiàn)在回采的各個階段，只有CO體積分數(shù)超過一定值時，才可認為發(fā)生嚴重的氧化反應，不同礦井的工況條件不同，其安全臨界值可根據(jù)現(xiàn)場經(jīng)驗進行歸納。

圖12 CO初現(xiàn)溫度分布頻數(shù)與累積占比Fig.12 Distribution of frequency and cumulative percentage of CO initial temperature

圖13 C2H4初現(xiàn)溫度分布頻數(shù)與累積占比Fig.13 Frequency and cumulative percentage of C2H4 initial temperature distribution

3.1.2C2H4初現(xiàn)溫度

圖13為88組煤樣的C2H4初現(xiàn)溫度分布頻數(shù)及累積占比，C2H4的初現(xiàn)溫度分布在80～160 ℃，平均溫度為120 ℃，極差為80 ℃，顯著高于CO初現(xiàn)溫度的極差。其次，在100～150 ℃的煤樣數(shù)量為77，占總樣本頻數(shù)的87.5%，初現(xiàn)溫度低于150 ℃的累積占比為94.3%，說明絕大部分煤樣C2H4的初現(xiàn)溫度小于150 ℃。由于原生煤層中不含C2H4，檢測到該氣體時，可認為采空區(qū)最高溫度大于C2H4的初現(xiàn)溫度，標志著采空區(qū)已經(jīng)發(fā)生煤自燃。

3.1.3C2H2初現(xiàn)溫度

C2H2體積分數(shù)變化及初現(xiàn)溫度分布如圖14所示，其體積分數(shù)普遍小于1×10-6。不同煤樣C2H2的初現(xiàn)溫度均較高，為191～317 ℃，極差高達126 ℃，中位數(shù)溫度和平均溫度分別為285 ℃和272 ℃，說明C2H2為煤自燃反應進入高溫階段的氣體產(chǎn)物。由于C2H2體積分數(shù)非常低，初現(xiàn)溫度高，實際工程應用中，C2H2氣體的出現(xiàn)可直接判定遺煤處于高溫氧化階段，而不必通過體積分數(shù)值的高低判定煤溫度，C2H2初現(xiàn)溫度可作為煤自燃最高級別的預警指標。

3.2 拐點溫度

3.2.1CO,C2H4第1拐點溫度

第1拐點溫度表示氣體體積分數(shù)增長率發(fā)生顯著變化的點，實際上是曲線的局部峰值，因此可通過Origin快速尋峰確定其特征值:平滑方法為相鄰平均法，尋峰設置為局部最大。則基于快速尋峰得到CO,C2H4的第1拐點溫度如圖15，16所示，相應的溫度為156 ℃和204 ℃。

圖15 CO第1拐點溫度求解Fig.15 First inflection point temperature of CO

3.2.2CO與C2H4第2拐點溫度

第2拐點溫度表示氣體增長率開始減小時對應的溫度。以貴州、河南、甘肅-1、甘肅-3、安徽-2和安徽-4煤樣為例，圖17為上述6組煤樣CO體積分數(shù)二階導數(shù)變化曲線，二階導數(shù)為0的點對應的煤溫即為CO的第2拐點溫度。其中貴州和安徽-2未出現(xiàn)拐點，剩余4組有效數(shù)據(jù)。

圖17 CO體積分數(shù)二階導數(shù)變化曲線Fig.17 Curves of CO second order derivative

圖18 CO體積分數(shù)第2拐點溫度與x0(CO)的對比Fig.18 Comparison between the second inflection point temperature and x0(CO)

圖18為根據(jù)實驗得到的CO的第2拐點溫度與x0(CO)值的對比曲線，可知同一煤樣的第2拐點溫度與x0(CO)具有相似的分布特征，其相關性系數(shù)高達0.982 25，因此可以直接用x0(CO)表征CO第2拐點溫度，即294 ℃。

圖19為同組煤樣C2H4第2拐點溫度與擬合參數(shù)x0的散點關系圖，2者的Pearson相關系數(shù)約為0.98，可以直接用x0(C2H4)表征同一組煤樣的C2H4第2拐點溫度，即283 ℃。

圖19 C2H4第2拐點溫度與x0(C2H4)對比Fig.19 Comparison between the second inflection point temperature and x0(C2H4)

3.3 預警指標構(gòu)建

基于初現(xiàn)溫度、拐點溫度對煤自燃過程進行階段劃分，具體為CO初現(xiàn)溫度30 ℃、C2H4初現(xiàn)溫度120 ℃、CO第1拐點溫度156 ℃、C2H4第1拐點溫度204 ℃、C2H4第2拐點溫度283 ℃、C2H2初現(xiàn)溫度285 ℃、CO第2拐點溫度294 ℃。其中，后3者的溫度較接近，而C2H2氣體更容易監(jiān)測，因此以C2H2初現(xiàn)溫度代表后3個特征溫度。如圖20所示，5組特征溫度將煤自燃分為6個階段，其危險等級為:安全、低風險、一般風險、較大風險和重大風險、特大風險。各個階段的特征為:

(1)安全:未檢測到CO。實際上，氧化是煤的自然屬性，采空區(qū)內(nèi)的遺煤始終存在不同程度的氧化現(xiàn)象，尤其是高地溫礦井，為遺煤提供更高的初始環(huán)境溫度，采空區(qū)內(nèi)檢測不到CO的情況極少。

圖20 基于特征溫度的煤自燃階段劃分Fig.20 Division of coal spontaneous combustion based on characteristic temperature

(2)低風險:CO波動性增加，但未檢測到C2H4，屬于工作面回采常態(tài)，多數(shù)礦井屬于該狀態(tài)。

(3)一般風險:從30 ℃躍遷至超過120 ℃后，煤自燃從低風險進入一般風險，該狀態(tài)下，開始檢測到C2H4氣體，同時CO體積分數(shù)增速加快。

(4)較大風險:從CO第1拐點溫度躍遷至C2H4第1拐點溫度，表征煤自燃從一般風險進入較大風險。CO體積分數(shù)快速增加。

(5)重大風險:當CO和C2H4體積分數(shù)從快速增加向增速下降轉(zhuǎn)變，且未監(jiān)測到C2H2時，說明處在重大風險狀態(tài)，此時煤溫在204～285 ℃。

(6)特大風險:當監(jiān)測到C2H2時，說明采空區(qū)進入特大風險狀態(tài)，此時風險基本不可控，可作為災變處理，同時表明預警失敗。

4 結(jié) 論

(1)煤低溫氧化過程可分為波動段、穩(wěn)定段和衰減段，標志氣體與煤溫的關系符合Logistic模型。

(2)煤自燃特征溫度的統(tǒng)計學特征表明，絕大部分煤樣的CO初現(xiàn)溫度為30 ℃、C2H4的初現(xiàn)溫度為120 ℃、C2H2的初現(xiàn)溫度為285 ℃，該3個特征溫度可作為煤自燃預警指標。

(3)標志氣體的初現(xiàn)溫度和拐點溫度將煤自燃分為6個階段，其危險等級為安全、低風險、一般風險、較大風險和重大風險、特大風險。

(4)基于Logistic模型確定的標志氣體與煤溫函數(shù)關系可作為煤自燃智能預警軟件的研發(fā)提供數(shù)據(jù)支撐。