Сравнение запасов нефти по российской и международной классификациям

а

К о

Рис. 5.3. Изменение величины Кс: а - в зависимости от ZNи ис, б - среднего значения и стандартного отклонения по годам

проведения одного мероприятия, закономерно снижалась в период с 1996 по 1998 годы, а начиная с 1999 года, она стабилизировалась.

Таким образом, все вышеизложенное свидетельствует о высо­ кой степени неоднородности исследуемых данных. Поэтому по­ строение статистических моделей зависимости от пс произведем в не­ скольких вариантах:

а) построение линейной модели Z°Nс использованием всех дан­

ных;

б) построение линейных моделей Z MN по каждому месторожде­ нию отдельно (в данном случае используются значения Кс и ZN по годам);

в) построение линейных моделей Z?N по годам (в данном случае используются данные по всем месторождениям в течение одного года); г) построение многомерной модели ZK# (в данном случае ис­ пользуются данные по значениям ZNпо трем вышеприведенным ва­

риантам).

Модель, построенная по всем данным, имеет следующий вид:

Z°N= 0,061 + 0,117 пс, при г =0,95; tp>tt.

Модели, построенные по вариантам «б» и «в», приведены в табл. 5.4. Из табл. 5.4 видно, что для моделей, построенных по ме­

бее, но статистически значимые, наблюдаются по Нивагальскому, Северо-Поточному, Южно-Покачевскому, Покамасовскому, Чумпасскому месторождениям, и только по Поточному месторождению связь между ZN и пс статистически незначима. Для моделей, постро­ енных по варианту «в», при статистической значимости всех связей, наблюдается увеличение силы связи между ZNи псво времени.

С целью построения статистической модели, учитывающей все многообразие соотношений между ZNи п, с помощью использования пошагового регрессионного анализа построена многомерная модель, имеющая следующий вид:

Z V 0,038 + 0,857 Z \ + 0,596 Z TN- 0,452 Z°M при r=0,99; F /F t = 290,1; p< 0,0000

Восстановление скважин из бездействия. Определение дока­ занных разбуренных неразрабатываемых запасов за счет данного ме­ роприятия проводилось по Южно-Покачевскому, Нивагальскому, Урьевскому, Покамасовскому, Чумпасскому, Поточному, ЛасЕганскому и Северо-Поточному месторождениям. Всего по этим ме­ сторождениям было произведено 250 мероприятий и получено зна­ чение ZN: в 1996 г. - 35,5, в 1997 г. - 37,5, в 1998 г. - 21,1, в 1999 г. - 42,5, в 2000 г. - 41,3, в 2001 г. - 47,8 млн барр. В среднем в 1996 г. было выполнено 52,4+69,9 мероприятий со средними запасами 4,4±4,0, в 1997 г. соответственно 44,7±64,9; 4,6+5,5; в 1998 г. - 43,7±54,7; 2,6±2,7; в 1999 г. - 57,7+28,0; 5,31±4,4; в 2000 г. - 52,8±25,3; 5,1+2,6; в 2001 г. - 69,8±35,3; 5,9+2,7 млн барр.

Как и в предыдущем случае, проанализируем изменение значе­ ний показателя KQ. Основные статистические характеристики К6 по месторождениям, по годам, а также характер их изменений приве­ дены в табл. 5.5. Из табл. 5.5 видно, что максимальное среднее значе­

восновном отрицательный характер. Особенно рельефно это проявля­ ется по Нивагальскому месторождению, где связь является статисти­ чески значимой. По Южно-Покачевскому месторождению значение К6

впериод 1996-1998 гг. ниже, чем в период 1999-2001 гг. Для Урьевского месторождения отмечается стабилизация значений К6 в период

1999-2001 гг. Для Поточного месторождения изменение значений К6 в времени носит хаотичный характер, о чем убедительно свидетельству­ ет очень низкое значение коэффициента корреляции (табл.5.6). По ЛасЕганскому и Северо-Поточному месторождениям отмечается снижение значений Кб во времени, но если рассмотреть данные по СевероПоточному месторождению более детально, то видно, что, начиная с 1999 г., происходит некоторое увеличение значений Кб.

Анализ средних значений показателя К6 по годам свидетельст­ вует, что происходит снижение значений: в 1996 г. #6=0,17+0,16; в 1997 г. #6=0,17+0,1; в 1998 г. #6=0,08+0,06; в 1999 г. # б=0,12+0,08; в 2000 г. #6=0,09+0,03 и в 2001 г. # 6=0,09±0,04.

и 2000 гг. г=0,30 и в 2000 и 2001 гг. г=0,94. Эти данные показывают, что в период 1998-2000 гг. наблюдается резкое изменение значений Кб, тогда как в 2000 и 2001 гг. они практически постоянны. Характер изменения К6показывает, что при построении статистических моде­ лей прогноза значений ZN по иб необходимо построить модели, учи­ тывающие особенности изменения их как во времени, так и по от­ дельным месторождениям.

По имеющимся значениям лб и запасам по SPE построены раз­ личные статистические модели. Сопоставление значений пв и ZN повеем данным аудита M&L приведено на рис. 5.5. Отметим, что модель, построенная по всем данным (общая модель), является ста­ тистически значимой и имеет следующий вид:

ZV=1,74 + 0,06 лб, при r=0,69; t/tt.

Рис. 5.5. Сопоставление значений лб и ZNпо всем данным M&L

Анализируя построенное корреляционное поле, видим, что в ряде случаев запасы по данным M&L и запасы, полученные по обобщенной статистической модели, несколько отличаются друг от

друга. Отметим, что большой разброс данных по запасам наблюдает­ ся в интервале значений по лб от 20 до 60 мероприятий.

По остальным двум вариантам расчеты производились по 14 моделям, приведенным в табл. 5.6. Анализируя построенные модели, видим, что статистически значимы они для Южно-Покачевского, Поточ­ ного, Лас-Еганского, Северо-Поточного месторождений. При этом необ­ ходимо отметить, что по Южно-Покачевскому месторождению связь ме­ жду лб и ZNимеет отрицательный характер, что указывает на то, что, не­ смотря на увеличение щ во времени, объем доказанных разбуренных неразрабатываемых запасов все равно уменьшается.

Линейные модели, построенные по варианту «годов», во всех случаях положительные и в двух случаях статистически значимы (1997, 2000 гг.).

Таблица 5.6 Линейные модели для определения доказанных разбуренных неразрабатываемых запасов (за счет восстановления скважин

из бездействия)

Отметим, что достаточно слабая корреляция между п6 и Zn на­ блюдается в 1999 г. Ослабление корреляционных связей связано с тем, что для Нивагальского месторождения при относительно не­ большом количестве мероприятий (пб=75) наблюдается высокое зна­ чение Z,v=10,5 млн барр., при том, что в остальные годы эти соотно­ шения и другие достаточно близки между собой. Наиболее высокая корреляционная связь между иб и ZNполучена для модели, построен­ ной по данным 1997 г.

С целью построения статистической модели, учитывающей все многообразие годовых соотношений между иб и ZNt а также учиты­ вающей их по отдельным месторождениям с помощью пошагового регрессионного анализа, построена многомерная модель, имеющая следующий вид:

Zv= - 0,069 + 0,972 Z rN+ 0,972 Z \ - 0,719 Z°N,

при r=0,94; Fp/F, = 36,2, p< 0,0000, где Z TN, Z HN, Z°N - значения дока­ занных разбуренных неразрабатываемых запасов, определенные по линейным моделям, млн барр.

Результаты расчетов по статистическим моделям представлены в виде корреляционных полей на рис. 5.6. Коэффициенты парной корреляции между ZN, определенным по результатам аудита M&L и по статистическим моделям, равны: г между ZNи Z°N - 0,69; между ZNи Z MJV- 0,91; между ZNи Z rN- 0,75; между ZNи Z KN- 0,95.

Отсюда видно, что наименьшая корреляция получена по общей мо­ дели, а наилучшая - при использовании многомерной модели. При ана­ лизе соотношений между щ и ZNрекомендуется последовательное опре­ деление Z,vпервоначально по линейным, затем по многомерной моделям.

Гидроразрыв пласта. Обоснование доказанных разбуренных неразрабатываемых запасов с помощью гидроразрывов пластов про­ водилось в 1997-2001 гг. по Южно-Покачевскому, Нивагальскому, Урьевскому, Покамасовскому, Поточному, Лас-Еганскому и СевероПоточному месторождениям. В 1997 г. было запланировано 163 ме­ роприятия при величине Zff=10,6 млн барр., в 1998 г. — 224, при ZN=16,6 млн барр., в 1999 г. - 523; при Z^=34,5 млн барр., в 2000 г. - 481; при Z{f=31,4 млн барр., в 2001 г. - 647; при ZA/=35,2 млн барр.