Сравнение запасов нефти по российской и международной классификациям

Аналогичный анализ был проведен и с данными, полученными по модели, статистически обоснованной в данной работе. Отклоне­ ние Д<2м в этом случае можно определить по следующей формуле:

Дбм = 11,934 - 0,006 Г, при г = -0,10; tp<tf.

Рис. 4.7. Графики изменения годовой добычи: ^ - Модель, \х—M&L

Отсюда видно, что связь между Д<2м и Г является очень слабой и статистически незначимой.

Изменение AQM во времени приведено в табл. 4.38. Видно, что в данном случае изменения незначительны. При этом сравнение двух уравнений, по которым можно вычислить ДQ, показывает, что и свобод­ ный, и угловые члены уравнений во втором случае значительно меньше.

Таким образом, вышеприведенный материал показывает, что по­ строенная статистическая модель определения годовой добычи является более устойчивой, чем модель, определенная по данным M&L.

Изменение погрешности прогноза годовой добычи во времени

Аналогичные исследования были проведены и для остальных месторождений ТПП «Лангепаснефтегаз», а именно для Южно-По- качевского, Нивагальского, Локосовского, Покамасовского, Чумпасского, Поточного, Лас-Еганского, Северо-Поточного и Западно-По- камасовского. По данным M&L определенные доказанные разраба­ тываемые запасы на 2001 г. в целом для ТПП «Лангепаснефтегаз» составляют 365,2 млн барр., а определенные по разработанным нами статистическим моделям запасы существенно выше и равны 421,4 млн барр.

5. О СТАТИСТИЧЕСКИХ СВЯЗЯХ ДОКАЗАННЫХ РАЗБУРЕННЫХ НЕРАЗРАБАТЫВАЕМЫХ ЗАПАСОВ С КОЛИЧЕСТВОМ ПРОВЕДЕННЫХ МЕРОПРИЯТИЙ

Доказанные разбуренные неразрабатываемые запасы (ZN) уста­ навливались (данные M&L) за счет планирования проведения сле­ дующих мероприятий: восстановления скважин из бездействия (ко­ личество мероприятий - по), гидроразрывов пласта (пг), перевода скважин на другой горизонт по техсхеме (пт) и перевода скважин на другой горизонт в качестве уплотняющих (пу). Сумму всех этих ме­ роприятий обозначим как пс.

Для оценки связи между планируемыми мероприятиями и дока­ занными разбуренными неразрабатываемыми запасами построим статистические модели зависимости этих запасов с количеством за­ планированных мероприятий: лб>пг, пт, пу и пс .

Построение статистических моделей для определения ZNпроиз­ ведем первоначально по пс, а затем последовательно по лб, лг, пти пу. Кроме построения связей между ZNи п6, пт, пт, пу и пс для оценки со­ отношений между ZN и количеством различных мероприятий будем использовать отношение ZNк п. Данное отношение является количе­ ственным удельным показателем, оценивающим объем разбуренных неразрабатываемых запасов за счет проведения одного мероприятия. Обозначим этот показатель как Ко - при восстановлении скважины из бездействия, Кг - при гидроразрыве пласта, Кт- при переводе скважин на другой горизонт по техсхеме, Ку- при переводе скважин на другой горизонт в виде уплотняющих и Кс - по сумме всех вы­ полняемых мероприятий.

Построение моделей за счет проведения всех мероприятий. Всего за анализируемый период с 1996 по 2001 гг. было выполнено 9369 ме­ роприятий, за счет которых планировалось получить доказанные разбу­ ренные неразрабатываемые запасы в объеме 1098,6 млн барр. Основные статистические характеристики величин ZN, пси Кс, а также характер их распределения по годам приведены в табл. 5.1, 5.2.

Таблица 5.1

Статистические характеристики величин доказанных разбуренных неразрабатываемых запасов ZN

Из табл. 5.1 видно, что, начиная с 1996 г., наблюдается законо­ мерное увеличение значений ис, ZN. В то же время значение Кс уменьшается.

Выполненный корреляционный анализ между пс и ZN показал, что эти величины связаны значимой корреляционной зависимостью:

Z#= 0,061 + 0,117 яс, при г=0,95; tp>t,.

Полненная корреляция обладает одной особенностью, заклю­ чающейся в том, что не весь диапазон значений одинаково охаракте­ ризован наблюдениями. В интервале яс от 450 до 800 мероприятий наблюдается область отсутствия значений. В то же время при ис бо­ лее 800 расположение точек характеризуется другим законом распре­ деления относительно основного корреляционного поля (рис. 5.1).

Выполненный корреляционный анализ между пс и ZNс Кстакже показал, что корреляция между этими параметрами достаточно сла­ бая, отрицательная.

Из табл. 5.2 видно, что характер распределения значений ZN, пс и Кс сложен, но в их пределах наблюдаются достаточно выраженные тенденции. По величине ZNв интервале 0-10 млн барр. наблюдается

закономерное во времени снижение частостей, при этом выделются две временные совокупности в интервале 1996-1998 гг., где значения частостей > 0,40; в интервале 1999-2001 гг. - < 0,40. Отметим, что в интервале 10-20 млн барр. значения частот в период 1999-2001 гг. несколько выше, чем за 1996—1998 гг. В интервалах 20-50 млн барр. частоты распределяются достаточно хаотично. Высокие значения ZN (более 80 млн барр.) присутствуют в выборке 1999-2001 гг.

Практически аналогичный характер распределения наблюдает­ ся по «с, но необходимо отметить, что в интервалах 0-100 и 100-200 значения имеют одну и ту же частость в интервале времени 1998-2001 гг.

Все вышеизложенное, несмотря на высокую значимую связь между ис и ZN, показывает, что рассматриваемые данные обладают высокой степенью неоднородности.

Данное обстоятельство свидетельствует о том, что соотношения между ис и ZN меняются во времени, зависят от особенностей изу­ чаемых месторождений, и все это необходимо учитывать при по­ строении статистических моделей. Для обоснования данных положе­ ний рассмотрим изменение показателя Кспо всем месторождениям за период времени 1996-2001 гг.

Некоторые статистические характеристики Кс по месторожде­ ниям, а также модели изменения его во времени приведены в табл. 5.3. Из нее видно, что средние значения, а также размах зна­ чений Кс для месторождений значительно отличаются. Например, среднее значение по Западно-Покамасовскому месторождению зна­ чительно выше, чем по Локосовскому месторождению. Одновремен­ но с этим выполненный анализ корреляционных связей изменения Кс во времени показал, что, во-первых, связи обладают не только разной теснотой, но и разнонаправлены (г изменяются от - 0,96 до 0,94). Выполненный анализ уравнений регрессии между Кс и временем Г показывает, что максимальное значение Ксбыло в 1996 г. у СевероПоточного месторождения, затем оно стремительно снижалось по зна­ чимой зависимости, приведенной в табл.5.3. Кроме этого, значительное

Статистические характеристики коэффициента Кс

ных обратных корреляционных связях (см. табл. 5.3). Для Нивагальского и Лас-Еганского месторождений также происходит снижение значений Кс во времени, но динамика снижения и теснота связи не­ сколько ниже, чем у вышеперечисленных месторождений. Для Урьевского и Поточного месторождений уменьшение значений Кс во времени незначительное. Для Локосовского и Южно-Покачевского месторождений связи между Кс и Г положительны, но динамика уве­ личения значений Кс во времени велика. Для Покамасовского место­ рождения значение Кс во времени меняется неопределенно. Зависи­ мость изменения Кс по всем месторождениям во времени имеет сле­ дующий вид:

Кс=40,76 - 0,020 Г, при г - - 0,41; tp>

Анализ данных, по которым построена обобщенная зависи­ мость, показал, что значения Кс в 1996 г. имеют максимальный раз­ мах от 0,03 до 0,448; затем в 1997 и 1998 гг. размах несколько сни­ зился (0,04-0,31), а за 1999-1998 гг. он еще ниже и практически по­ стоянен (0,08-0,23). Кроме этого, нами построены зависимости ZN и лс, Кси пс по всем месторождениям по годам (рис.5.2).

Из рис. 5.2, а видно, что наблюдаются достаточно тесные по­ ложительные связи между Z^H пс. Отметим, что вид связей несколько отличается по годам. Между Кс и пс наблюдаются отрицательные связи, при этом прослеживается особенность, заключающаяся в том, что угол наклона этих связей во времени уменьшается и становится незначительным в 2000 и 2001 гг. (см. рис. 5.2, б).

На рис. 5.3, а приведено изменение величины Ксв зависимости от ZN и пс за различные годы. Выполненный анализ приведенных графиков показывает, что изменение Ксв зависимости от ZNи пс од­ нонаправленно, но динамика изменения различна. Наиболее сильный наклон линейных поверхностей происходил в 1996 г., затем последо­ вательно уменьшался два года, а в 1999, 2000 и 2001 гг. был пример­ но одинаков.