葛如濤, 陳陸望, 王迎新, 張 杰, 李蕊瑞

(合肥工業(yè)大學(xué) 資源與環(huán)境工程學(xué)院,安徽 合肥 230009)

我國華北隱伏型煤田第四系松散承壓含水層覆蓋于煤系地層之上,是煤礦頂板水害防治、地下水資源管理與生態(tài)環(huán)境保護(hù)等研究的熱點(diǎn)。該類含水層以非膠結(jié)砂土、砂礫為骨架,砂泥互層明顯,具有承壓性,富水性空間展布差異性較大;此外,受煤礦區(qū)長期采動(dòng)影響,含水層富水性的動(dòng)態(tài)變化明顯[1-2]。目前,對于松散承壓含水層富水性評價(jià)與分區(qū),研究方法可分為以下2類:① 以《煤礦防治水細(xì)則》為代表,根據(jù)水文地質(zhì)勘探成果,采用抽水試驗(yàn)得到的單位涌水量作為標(biāo)準(zhǔn)評價(jià)指標(biāo)進(jìn)行含水層富水性評價(jià)與分區(qū)[3];② 通過物探手段進(jìn)行探測,包括直流電法、瞬變電磁法、高密度電法等[4]。物探手段的解譯成果受研究人員經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)水平影響,存在多解性;采用單位涌水量進(jìn)行富水性分區(qū),由于抽水試驗(yàn)成本高、過程復(fù)雜,抽水試驗(yàn)鉆孔數(shù)量與抽水試驗(yàn)次數(shù)有限,無法反映采動(dòng)影響下含水層富水性的時(shí)空動(dòng)態(tài)變化。

為了提高松散承壓含水層富水性評價(jià)與分區(qū)的準(zhǔn)確性與普適性,文獻(xiàn)[5-6]借助地理信息系統(tǒng)(geographic information system,GIS)的空間信息融合功能,運(yùn)用沉積控水規(guī)律建立多因素復(fù)合評價(jià)模型;文獻(xiàn)[7]基于層次分析(Analytic Hierarchy Process,AHP)法,借助GIS空間分析功能,開展多元信息融合,對松散承壓含水層的富水性進(jìn)行分析與評價(jià)。采用多因素復(fù)合法,關(guān)鍵在于如何合理確定各影響因素的權(quán)重。采用AHP法或者改進(jìn)AHP法對主控因素進(jìn)行賦權(quán)[8-9],屬于主觀賦權(quán)法,主觀性較強(qiáng),存在局限性。文獻(xiàn)[10]在研究含水層非均質(zhì)性問題時(shí)采用熵權(quán)法對主控因素進(jìn)行賦權(quán),但該方法在賦權(quán)時(shí)未考慮專家意見;文獻(xiàn)[11]在研究風(fēng)化基巖富水性評價(jià)方法時(shí),分別使用AHP法、熵權(quán)法及耦合兩者的方法來確定影響因素權(quán)重,結(jié)果表明,耦合AHP法和熵權(quán)法確定權(quán)重進(jìn)而預(yù)測的富水性類別,與實(shí)測數(shù)據(jù)吻合度明顯高于單獨(dú)使用某一賦權(quán)法。而熵權(quán)法僅根據(jù)各影響因素本身變異大小確定其權(quán)重,未考慮影響因素之間的沖突性;基于指標(biāo)相關(guān)性的指標(biāo)權(quán)重確定(CRiteria Importance Through Intercriteria Correlation,CRITIC)法兼顧影響因素變異大小和沖突性,在賦權(quán)準(zhǔn)確程度方面優(yōu)于熵權(quán)法[12]。因此,耦合改進(jìn)AHP法與CRITIC法的賦權(quán)方法會使評價(jià)結(jié)果更為合理。

本文以淮北煤田松散承壓含水層為研究區(qū),將改進(jìn)AHP法和CRITIC法進(jìn)行耦合,來確定第四系松散承壓含水層富水性影響因素的權(quán)重,提出一種更科學(xué)的、多因素復(fù)合的松散承壓含水層富水性評價(jià)模型。該模型所需參數(shù)均可通過普通地質(zhì)勘探孔數(shù)據(jù)獲得,無需進(jìn)行更多的抽水試驗(yàn),降低了抽水鉆孔的施工成本和時(shí)間投入;相比于僅使用礦區(qū)為數(shù)不多的抽水試驗(yàn)孔數(shù)據(jù)進(jìn)行含水層富水性評價(jià)與分區(qū),該模型評價(jià)準(zhǔn)確度更高。此外,由于含水層水位受采動(dòng)影響,發(fā)生永久性或半永久性變化,以致含水層富水性產(chǎn)生相應(yīng)變化,該富水性評價(jià)模型能夠較準(zhǔn)確地對研究區(qū)富水性進(jìn)行時(shí)空動(dòng)態(tài)評價(jià)。

1 研究區(qū)地質(zhì)背景

淮北煤田地處華北板塊,位于華北平原南部、郯廬斷裂帶西側(cè);區(qū)內(nèi)除靈璧、泗縣、濉溪、渦陽等地有新元古界和下古生界基巖出露外,其余絕大部分地區(qū)為厚度180～400 m的第四系松散層所覆蓋[13-14];煤田所在區(qū)域?qū)儆谂瘻貛О霛駶櫺詺夂?年均降水量為700～950 mm,年降雨量最大為1 107 mm;第四系松散層除直接接受大氣降水補(bǔ)給外,還受到地表水體的滲流補(bǔ)給;煤田地表水系發(fā)育,沱河、淝河、新汴河、澮河、濉河等河流呈不對稱羽狀展布于淮河北岸,對淺部松散層起到豐蓄枯補(bǔ)的作用[15]?；幢泵禾锼缮幼陨隙驴蓜澐譃?個(gè)含水層(組)及3個(gè)隔水層(組),第一含水層(簡稱 “一含”)為近地表的潛水孔隙含水層,第二、三、四含水層(簡稱“二含”、“三含”、“四含”)為孔隙承壓含水層[16]。其中,四含直接覆蓋在煤系地層之上,是礦井開采的直接充水水源。含水層多為黏土質(zhì)砂、粉細(xì)砂和中砂交替沉積,一般單層厚度較小,多為0.3～3.5 m。含水層內(nèi)含有黏土夾層。隔水層多由鈣質(zhì)黏土與砂質(zhì)黏土組成,第一、二隔水層厚度較小,普遍小于25 m,隔水性能一般;第三隔水層厚度大,平均厚度達(dá)80 m,隔水性能強(qiáng)。

2 富水性評價(jià)模型的建立

2.1 影響因素確定

影響松散承壓含水層富水性的因素是多元的。本文通過收集淮北煤田青東煤礦、朱仙莊煤礦、祁南煤礦、祁東煤礦相關(guān)水文地質(zhì)資料,分析上述4個(gè)煤礦松散承壓含水層抽水試驗(yàn)60個(gè)有效鉆孔的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)其富水性主要受補(bǔ)給情況、含水層厚度、巖性及砂泥分布情況控制。其中,巖性為定性指標(biāo),故先按類別對其量化,然后用級配系數(shù)來定量表示巖性特征。最終選取隔水系數(shù)R、水頭系數(shù)G、含水層厚度S、最厚砂層厚度M、級配系數(shù)D、砂泥互層系數(shù)P共6個(gè)影響因素。

(1) 隔水系數(shù)R。松散承壓含水層富水性與地表水體、大氣降水直接或間接補(bǔ)給有關(guān),含水層埋深越淺,接受的補(bǔ)給越充分。隔水層的存在使得隔水層下伏含水層接受的補(bǔ)給受到抑制,其抑制程度與上覆隔水層厚度相關(guān)。將松散層某一層位含水層的上覆隔水層累加厚度與該層位含水層底板埋深的比值定義為隔水系數(shù)R,即

(1)

其中:r為上覆隔水層總厚度;H為該含水層底板埋深。R越大,該含水層接受補(bǔ)給越困難。

(2)水頭系數(shù)G。承壓水頭的變化能夠反映含水層承壓水位的變化,將某一層位含水層承壓水頭T與該含水層頂板埋深H0的比值定義為水頭系數(shù)G,即

(2)

G越大,說明單位厚度的含水層給水能力越強(qiáng),與地表的水力聯(lián)系越強(qiáng)。

(3) 含水層厚度S。S是影響含水層富水性強(qiáng)弱的重要因素,地下水賦存情況與S密切相關(guān),在其他影響因素相差不大的情況下,S越大,含水層富水性越強(qiáng)。

(4) 最厚砂層厚度M。M是指某一含水層內(nèi)厚度最大的一層砂礫層的厚度,只要沒有黏土夾層,可以是不同粒徑砂礫層累加厚度。在S一定的條件下,M越大,說明層內(nèi)黏土層越薄、層數(shù)越少,則含水層儲水空間越大,層內(nèi)水力聯(lián)系越強(qiáng),富水性越強(qiáng)。在S及其他影響因素相差不大的情況下,M與富水性強(qiáng)弱相關(guān)。

(5) 級配系數(shù)D。在其他影響因素一定的情況下,松散含水層土體粒徑組合不同,其富水性不同。根據(jù)抽水試驗(yàn)成果可知,卵礫石層較砂礫層富水性強(qiáng),粒徑大的砂礫層較粒徑小的富水性強(qiáng)。將土體粒徑組合對含水層富水性的貢獻(xiàn)大小進(jìn)行量化,見表1所列,進(jìn)而構(gòu)建表征含水層富水性強(qiáng)弱的粒徑組合系數(shù),即級配系數(shù)D,D值越大,富水性越強(qiáng)。

D計(jì)算公式為:

D=∑dγcγ/S

(3)

其中:dγ為粒徑類別的量化值;cγ為不同粒徑土層的厚度;γ為土體粒徑類別。

表1 松散層按土體粒徑級別賦值結(jié)果

(6) 砂泥互層系數(shù)P。P是在砂泥比基礎(chǔ)上進(jìn)行改進(jìn)的評價(jià)指標(biāo)。以往研究采用的砂泥比僅簡單計(jì)算含水層內(nèi)砂礫層與黏土層累計(jì)厚度的比值,而未考慮垂向砂泥互層分布對含水層富水性的影響。鉆探成果顯示,淮北煤田內(nèi)各級松散承壓含水層在垂向上一般都為多層結(jié)構(gòu),具體表現(xiàn)為砂礫層與黏土層交互沉積,故將這樣的一組上覆砂礫層及其下伏黏土層定義為一個(gè)砂泥互層。在含水層厚度相近時(shí),互層層數(shù)越多,單個(gè)互層內(nèi)黏土比率越大,意味著層內(nèi)砂礫層之間的水力聯(lián)系越差,富水性相應(yīng)較弱;反之,富水性較強(qiáng)。

朱仙莊煤礦8105-四含檢2孔與青東煤礦2015-水1孔2個(gè)抽水鉆孔揭露的四含厚度與砂泥比均相差無幾。前者有2個(gè)互層,作為隔水層的黏土層將砂層分割開,砂層之間水力聯(lián)系受阻;而后者僅有1個(gè)互層,為單一砂層含水層。2個(gè)鉆孔抽水試驗(yàn)得到的單位涌水量q分別為2.8×10-5、0.01 L/(s·m),驗(yàn)證了上述觀點(diǎn)。依據(jù)各個(gè)互層中黏土厚度比率對富水效果的貢獻(xiàn)大小將其量化,構(gòu)建表征砂泥互層影響富水性強(qiáng)弱的砂泥互層系數(shù)P,P值越大,層內(nèi)水力聯(lián)系越弱,富水性越弱。P計(jì)算公式為:

P=∑pεlε/S

(4)

其中:pε為互層內(nèi)黏土厚度所占比率的賦值;lε為各個(gè)互層的厚度;ε為各互層序號。

pε賦值見表2所列。

表2 單個(gè)互層內(nèi)黏土厚度比率級別賦值結(jié)果

淮北煤田青東、朱仙莊、祁南、祁東4個(gè)煤礦松散承壓含水層60個(gè)抽水試驗(yàn)有效鉆孔及其層位見表3所列,對應(yīng)60個(gè)鉆孔的6個(gè)影響因素取值見表4所列。

表3 淮北煤田抽水試驗(yàn)60個(gè)鉆孔名稱及其層位

2.2 權(quán)重確定

2.2.1 改進(jìn)AHP法的賦權(quán)方法

傳統(tǒng)的AHP法在構(gòu)造判斷矩陣時(shí),各指標(biāo)之間相對重要程度的判斷會受到該領(lǐng)域?qū)＜已芯糠较?、工作?jīng)驗(yàn)等影響,具有一定的主觀性;此外,該方法固化了標(biāo)度,不具有擴(kuò)展性和傳遞性,導(dǎo)致矩陣表述與實(shí)際情況相差很大[17]。改進(jìn)AHP法的賦權(quán)方法如下:

(1) 采用極大值法和極小值法對影響因素進(jìn)行歸一化處理,消除影響因素單位不同對數(shù)據(jù)比較造成的影響。極大值法適用于與評價(jià)結(jié)果成正比的影響因素?cái)?shù)據(jù)歸一化,極小值法適用于與評價(jià)結(jié)果成反比的影響因素?cái)?shù)據(jù)歸一化。極大與極小值法計(jì)算公式分別為:

(5)

(6)

其中:Xi為第i個(gè)影響因素?cái)?shù)據(jù)歸一化后的量化值;i為影響因素序號;maxxi、minxi分別為第i個(gè)影響因素?cái)?shù)據(jù)歸一化前的最大值和最小值。

(2) 運(yùn)用SPSS軟件中的CORREL函數(shù)分別對各影響因素和評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)值(鉆孔的單位涌水量q)進(jìn)行相關(guān)性分析[18],計(jì)算出各影響因素與評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)值的相關(guān)系數(shù),相關(guān)系數(shù)越大,表明該因素與評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)值擬合得越好,則該因素相對重要程度越高。采用期望標(biāo)度法,根據(jù)重要程度的傳遞性法則將各因素兩兩比較排序,依次可以計(jì)算出判斷矩陣未知元素的值。

期望標(biāo)度取值見表5所列。

表5 期望標(biāo)度取值

(3) 計(jì)算各影響因素的樣本標(biāo)準(zhǔn)差s(i)(i=1,2,…,n)。樣本標(biāo)準(zhǔn)差越大,說明該因素內(nèi)部變化形式越豐富,其對于綜合評價(jià)的影響越大。因此,可采用各影響因素的樣本標(biāo)準(zhǔn)差來表征各影響因素對富水性的影響程度,從而構(gòu)建判斷矩陣B1-2。B1-2中元素計(jì)算公式為:

(7)

其中:s(i)、s(j)分別為影響因素i和影響因素j的樣本標(biāo)準(zhǔn)差;smax、smin分別為影響因素樣本標(biāo)準(zhǔn)差的最大值和最小值;bmin為相對重要程度參數(shù),bmin=min{9,int[smax/smin+0.5]},int為取整函數(shù)。

(4) 由于多階判斷矩陣較為復(fù)雜,矩陣中會出現(xiàn)某些元素前后矛盾的現(xiàn)象,有必要檢驗(yàn)判斷矩陣的一致性,保證輸出結(jié)果及最終權(quán)重向量的準(zhǔn)確性。一致性指標(biāo)(consistency index,CI)IC檢驗(yàn)公式為:

IC=(λmax-n)/(n-1)

(8)

IR=IC/RC

(9)

其中:λmax為判斷矩陣的最大特征值;RC為隨機(jī)一致性比率(consistency rate,CR);IR為隨機(jī)一致性指標(biāo)(random index,RI)。當(dāng)CR小于0.1時(shí),可認(rèn)為判斷矩陣滿足一致性要求,反之,需要調(diào)整判斷矩陣。對于六階矩陣,對應(yīng)的隨機(jī)一致性指標(biāo)RI[19]為1.24。

(5) 求出各個(gè)判斷矩陣的最大特征值及其對應(yīng)的特征向量,標(biāo)準(zhǔn)化處理后可得所求的權(quán)重向量W1-1、W1-2。若各判斷矩陣符合一致性檢驗(yàn)要求,則綜合評價(jià)矩陣是可行的。故可取各權(quán)重向量組成元素ei的平均值,構(gòu)建結(jié)合矩陣B1-1、B1-2的權(quán)重向量W1為:

(10)

改進(jìn)AHP法具體實(shí)現(xiàn)過程如下:

(1) 由2.1節(jié)可知,R、P與富水性近似呈負(fù)相關(guān)性,G、S、M、D與富水性近似呈正相關(guān)性。采用對應(yīng)的歸一化方法((5)式、(6)式)對表4影響因素?cái)?shù)據(jù)進(jìn)行歸一化處理。

(2) 分別對各影響因素和評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)值進(jìn)行相關(guān)性分析,得出各影響因素與評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)值之間的相關(guān)系數(shù),6個(gè)影響因素按相關(guān)系數(shù)從大到小排序依次為:R(0.645)、M(0.492)、P(0.386)、S(0.374)、D(0.344)、G(0.271)。采用期望標(biāo)度法構(gòu)建判斷矩陣B1-1為:

B1-1=

(3) 計(jì)算得到影響因素樣本標(biāo)準(zhǔn)差,6個(gè)影響因素按其樣本標(biāo)準(zhǔn)差從大到小排序依次為:P(0.283)、M(0.253)、S(0.236)、D(0.216)、R(0.188)、G(0.174)。經(jīng)計(jì)算,bmin=min{9,int[2.118]}=2。根據(jù)(7)式構(gòu)建判斷矩陣B1-2為:

B1-2=

(4) 判斷矩陣B1-1、B1-2均為六階矩陣,經(jīng)計(jì)算其最大特征值λmax分別為6.000 1、6.002 2;通過(8)式、(9)式可得CR1-1為2.0×10-5,小于0.1;CR1-2為3.8×10-4,小于0.1。因此,判斷矩陣B1-1、B1-2均滿足一致性檢驗(yàn)要求。

(5) 求出各判斷矩陣對應(yīng)最大特征值的特征向量,標(biāo)準(zhǔn)化處理后得到所求權(quán)重向量。B1-1對應(yīng)的影響因素權(quán)重W1-1中6個(gè)影響因素的權(quán)重分別為:R,0.349 4;G,0.071 9;S,0.121 6;M,0.205 5;D,0.093 5;P,0.158 1。B1-2對應(yīng)的影響因素權(quán)重W1-2中6個(gè)影響因素的權(quán)重分別為:R,0.168 2;G,0.111 7;S,0.227 6;M,0.214 9;D,0.161 3;P,0.116 2。

B1-1、B1-2均滿足一致性檢驗(yàn)要求,故可用(10)式求得最終R、G、S、M、D、P6個(gè)影響因素權(quán)重,進(jìn)而得到權(quán)重向量W1,即W1=[0.258 8 0.091 8 0.174 6 0.210 2 0.127 4 0.137 2]。

2.2.2CRITIC賦權(quán)方法

CRITIC法是文獻(xiàn)[20]提出的一種基于客觀條件的賦權(quán)方法。該方法主要根據(jù)各指標(biāo)的信息量和相關(guān)性對其賦權(quán),分別用對比強(qiáng)度和指標(biāo)沖突性來反映各指標(biāo)的信息量和相關(guān)性。對比強(qiáng)度以各指標(biāo)內(nèi)部變異大小來衡量,可以通過標(biāo)準(zhǔn)差來反映變異大小;標(biāo)準(zhǔn)差越大,該指標(biāo)反映的信息量越大,其權(quán)重相應(yīng)較大。指標(biāo)沖突性反映指標(biāo)之間的相關(guān)性特征,通過計(jì)算各指標(biāo)相互之間的相關(guān)系數(shù)來表示;兩個(gè)指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)越大,其正相關(guān)性越強(qiáng),則這兩個(gè)指標(biāo)沖突性較低。CRITIC法不僅考慮影響因素變異程度對權(quán)重的影響,還考慮各因素之間的沖突性特征,而熵權(quán)法僅考慮到前者,因此CRITIC法在綜合評價(jià)效果上要優(yōu)于熵權(quán)法[12]。因素兩兩之間的Pearson相關(guān)系數(shù)ρ、各因素的標(biāo)準(zhǔn)差σ計(jì)算公式分別為:

(11)

(12)

設(shè)Ej為第j個(gè)影響因素所包含的信息量,Ej越大,該因素相對重要程度越高,由此可以計(jì)算出第j個(gè)因素的客觀權(quán)重wj,進(jìn)而可求出權(quán)重向量W2=[w1w2…wn]。Ej、wj計(jì)算公式為:

(13)

(14)

CRITIC法具體實(shí)現(xiàn)過程如下:

(1) 與改進(jìn)AHP法相同,首先用(5)式、(6)式對影響因素的數(shù)據(jù)進(jìn)行歸一化處理,消除由于影響因素單位不同造成的影響,然后用(12)式計(jì)算得到6個(gè)影響因素內(nèi)部的標(biāo)準(zhǔn)差分別為:P,0.283 2;M,0.253 3;S,0.236 2;D,0.216 4;G,0.187 6;R,0.173 6。

(2) 利用SPSS軟件,通過(11)式計(jì)算得到影響因素兩兩之間的Pearson相關(guān)系數(shù),見表6所列。

(3) 根據(jù)(13)式、(14)式可得R、G、S、M、D、P6個(gè)影響因素權(quán)重,進(jìn)而得到權(quán)重向量W2,即

W2=[0.171 3 0.187 2 0.157 3

0.125 9 0.171 7 0.186 5]。

表6 影響因素之間的Pearson相關(guān)系數(shù)

2.2.3 耦合賦權(quán)

為使建立的耦合賦權(quán)模型兼顧該領(lǐng)域?qū)＜业慕?jīng)驗(yàn)和實(shí)測數(shù)據(jù)的客觀性特征,在改進(jìn)AHP法賦權(quán)與CRITIC法賦權(quán)求出主、客觀權(quán)重向量的基礎(chǔ)上,基于總偏差最小化的原則,采用博弈論對改進(jìn)AHP法和CRITIC法進(jìn)行耦合,從而得到耦合賦權(quán)模型。

(1) 采用2種方法對各影響因素進(jìn)行賦權(quán),得到2組不同的權(quán)重?cái)?shù)據(jù)。2個(gè)評價(jià)結(jié)果的隨機(jī)性組合為:

(15)

其中:W為所有可能出現(xiàn)的權(quán)重?cái)?shù)據(jù)組合向量;α1、α2為線性組合系數(shù);W1、W2為采用某種賦權(quán)方法所獲得的權(quán)重?cái)?shù)據(jù)組合向量。

(2) 基于博弈論的權(quán)重集結(jié)本質(zhì),對線性組合系數(shù)α1、α2優(yōu)化處理,據(jù)此建立決策模型。

(3) 根據(jù)矩陣的微分性質(zhì),計(jì)算求得(15)式的最優(yōu)化一階導(dǎo)數(shù)條件矩陣,即

(16)

(17)

(18)

(5) 獲取最優(yōu)化系數(shù)后,建立最優(yōu)化權(quán)重耦合模型為:

(19)

2.2.4 含水層富水性評價(jià)模型的建立

多因素復(fù)合的松散承壓含水層富水性評價(jià)流程如圖1所示。

圖1 松散承壓含水層富水性評價(jià)的流程圖

基于改進(jìn)AHP法和CRITIC法耦合得到最終的權(quán)重向量W*,根據(jù)線性加權(quán)的方法建立淮北煤田多因素復(fù)合的松散承壓含水層富水性評價(jià)模型為:

0.170 5f(S)+0.190 1f(M)+

0.138 0f(D)+0.148 9f(P)

(20)

其中:V為富水性綜合指數(shù),取值范圍為0～1;Ai為各影響因素?cái)?shù)據(jù)歸一化后的數(shù)值;f(R)、f(G)、f(S)、f(M) 、f(D)、f(P)分別為R、G、S、M、D、P6個(gè)影響因素?cái)?shù)據(jù)歸一化后的數(shù)值。

聚類分析法能夠從樣本數(shù)據(jù)入手,在保證組間差異最大化、組內(nèi)差異最小化的基礎(chǔ)上恰當(dāng)有效地進(jìn)行分類。利用SPSS軟件中的系統(tǒng)聚類分析法,對60個(gè)鉆孔的富水性綜合指數(shù)分級分類。由于淮北煤田松散層未發(fā)現(xiàn)極強(qiáng)富水性的抽水鉆孔資料,將計(jì)算得到的富水性綜合指數(shù)進(jìn)行3級劃分,結(jié)果如圖2所示。

圖2 淮北煤田松散承壓含水層富水性綜合指數(shù)聚類分析結(jié)果

通過歐氏距離7.5的點(diǎn)縱穿樹狀圖畫同型線,Ⅰ區(qū)對應(yīng)弱富水性,Ⅱ區(qū)對應(yīng)中等富水性,Ⅲ區(qū)對應(yīng)強(qiáng)富水性。Ⅰ區(qū)、Ⅱ區(qū)與Ⅲ區(qū)之間的中斷值見表7所列。

表7 淮北煤田松散承壓含水層富水性評價(jià)分區(qū)中斷值

表7中,遵循《煤礦防治水細(xì)則》[3]中的含水層富水性4級劃分原則,選取研究區(qū)松散承壓含水層抽水試驗(yàn)鉆孔對應(yīng)的富水性綜合指數(shù)最大值作為劃分強(qiáng)富水(Ⅲ區(qū))和極強(qiáng)富水(Ⅳ區(qū))的中斷值。

3 富水性評價(jià)模型的驗(yàn)證

為了驗(yàn)證本文建立的多因素復(fù)合的松散承壓含水層富水性評價(jià)模型的準(zhǔn)確性,收集淮北煤田錢營孜煤礦、任樓煤礦、孫疃煤礦及臥龍湖煤礦相關(guān)數(shù)據(jù),整理得到松散層有效抽水試驗(yàn)鉆孔11個(gè),采用11個(gè)鉆孔的數(shù)據(jù)進(jìn)行模型驗(yàn)證。首先根據(jù)(20)式計(jì)算11個(gè)鉆孔數(shù)據(jù)的富水性綜合指數(shù),并根據(jù)中斷值的大小進(jìn)行分類,然后將該模型得到的含水層富水性與由鉆孔抽水試驗(yàn)得到的富水性進(jìn)行對比,驗(yàn)證結(jié)果見表8所列。11個(gè)鉆孔數(shù)據(jù)中,8個(gè)弱富水層位均評價(jià)正確;對于3個(gè)中等富水層位,2個(gè)評價(jià)正確;評價(jià)不正確的鉆孔為一含抽水試驗(yàn)孔。由于一含為近地表潛水或半承壓含水層,其性質(zhì)與承壓含水層有所差別,因此,本文模型驗(yàn)證正確率達(dá)90.91%。表8中,單位涌水量q的單位為L/(s·m)。

表8 單位涌水量q富水性與模型評價(jià)結(jié)果對照

4 工程應(yīng)用

4.1 資料收集與處理

選擇朱仙莊煤礦北部采區(qū),對其松散承壓含水層四含進(jìn)行富水性評價(jià)與分區(qū)。將63個(gè)普通地質(zhì)鉆孔柱狀圖與相關(guān)水文資料,按照不同影響因素整理出各自數(shù)據(jù)并歸一化處理后,通過多因素復(fù)合的淮北煤田松散承壓含水層富水性評價(jià)模型,計(jì)算出對應(yīng)各個(gè)鉆孔的富水性綜合指數(shù)V。

4.2 富水性評價(jià)與動(dòng)態(tài)預(yù)測

朱仙莊煤礦北部采區(qū)受采動(dòng)影響,四含水位明顯降低,其水位埋深及變動(dòng)情況見表9所列。由表9可知,從2017年12月至2020年7月,四含水位平均下降36.75 m。

依據(jù)該含水層富水性綜合指數(shù)V與中斷值,得到朱仙莊煤礦北部采區(qū)四含富水性分區(qū),如圖3所示。對比圖3a、圖3b可以看出,朱仙莊煤礦北部采區(qū)受采動(dòng)影響,中等富水區(qū)明顯減小。根據(jù)抽水鉆孔I-I-6在1964年7月的抽水試驗(yàn),單位涌水量q為0.136 L/(s·m),該數(shù)據(jù)顯示該區(qū)域?yàn)橹械雀凰?根據(jù)2017年水位進(jìn)行評價(jià),該區(qū)域仍為中等富水,但根據(jù)2020年水位進(jìn)行評價(jià),該區(qū)域已變?yōu)槿醺凰?/p>

表9 朱仙莊煤礦北部采區(qū)四含水位埋深及變動(dòng)情況

圖3 朱仙莊煤礦北部采區(qū)不同水位埋深下的四含富水性分區(qū)結(jié)果

5 結(jié) 論

(1) 選取隔水系數(shù)R、水頭系數(shù)G、含水層厚度S、最厚砂層厚度M、級配系數(shù)D、砂泥互層系數(shù)P共6個(gè)影響因素作為評價(jià)指標(biāo),基于博弈論對改進(jìn)AHP法和CRITIC法進(jìn)行耦合,建立多因素復(fù)合的松散承壓含水層富水性評價(jià)模型,建立的耦合賦權(quán)模型具有兼顧該領(lǐng)域?qū)＜医?jīng)驗(yàn)和實(shí)測數(shù)據(jù)的客觀性特征。

(2) 對該多因素復(fù)合的松散承壓含水層富水性評價(jià)模型進(jìn)行驗(yàn)證,評價(jià)結(jié)果正確率高達(dá)90.91%,所選評價(jià)指標(biāo)均可通過普通地質(zhì)勘探孔數(shù)據(jù)得到,無需過多開展現(xiàn)場抽水試驗(yàn)與相關(guān)物探工作,解決了由于抽水孔數(shù)量少導(dǎo)致分區(qū)結(jié)果不理想的問題,也降低了抽水孔的施工成本,避免了運(yùn)用物探手段進(jìn)行富水性評價(jià)時(shí),解譯成果受研究人員的經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)水平影響、有主觀局限性、存在多解性等問題。

(3) 松散承壓含水層的水位等水文地質(zhì)條件受采動(dòng)影響,會發(fā)生永久性或半永久性變化,以致含水層富水性也相應(yīng)發(fā)生改變。通過該多因素復(fù)合的松散承壓含水層富水性評價(jià)模型,可以對研究區(qū)富水性開展時(shí)空動(dòng)態(tài)評價(jià)與預(yù)測。