.NTA2Nw.MjU4Mjc4

2 m* étant la toasts? vrais (pondérés), et m la moyenne des teneurs non pondérées. C'est là une propriété de la distribution elle même, indépendants des estimateurs employés. Bar suite elle est vraie également pour un panneau. Si done on connaît la valeur probable de la teneur non pondérée d'un panneau, on en déduit la valeur probable fio la teneur réelle par une simple multiplication par le coefficient C (1) c« e/ dit coefficient de pondération, f est le coefficient de correlation do a et de h, <3* «t$, sent les écarta types des distribution® des teneurs et des puissances dos carottes dans le mnnsau. Co raisonnement n'est valable que si f ' ^ sont connus. En fait, noua ne disposons que d'estimations de ce® paramètres. lais la formule de d© UUS permet de le:-; estimer à partir do 1*ensemble des données relatif .ni/os au gisement, et non pas do: soûles données relatives au panneau, de sorte que l'on no ceramet pas raie gnisçr© exvaur en les supposant absolument connus, la formule de do VJLJ& permet d'écrire (2) 1.0 « 4$m f S~ Z oc l Avec les notation® de la ilote "s ?, représentant la variance de % dans le pea» ■"■noau s .s « y (3) LÎ . P «3 eV3 L'estimateur est doses

(4) | yB - c y' | G étant donné par la formule (3), et y' é-;ant l'estimateur non pondéré, calculé par la foraulo (34) de la îJ. 11, à condition de prendre pour a 3a teneur moyenne non pondérée du gisement. Remarque - Il importe de ne pas perdre do vu® quo lo coefficient de pondération dépend des dimensions du panneau. B'Qprèe la formule do de RUS, on a? i (5) LC » ^ \f^ "oc L-bj~ S* et s désignant les surface© iu panneau et d® la sastioa do carotteJ>i l'on pose (6) » c e/« t è