Разделы презентаций


ВИЗНАЧЕННЯ І КВАЛІФІКАЦІЯ ОСНОВНИХ РОЗРАХУНКОВИХ ПАРАМЕТРІВ В УМОВАХ ХАОТИЧНОЇ

Содержание

Вплив та види неоднорідностіБільшість методів визначення параметрів призначена для умов однорідних водоносних пластів. В реальних умовах неоднорідність є неодмінною властивістю всіх геологічних об'єктів. При обробці дослідних даних методом Джейкоба, неоднорідність водоносних

Слайды и текст этой презентации

Слайд 1 ВИЗНАЧЕННЯ І КВАЛІФІКАЦІЯ ОСНОВНИХ РОЗРАХУНКОВИХ ПАРАМЕТРІВ В УМОВАХ  
ХАОТИЧНОЇ

НЕОДНОРІДНОСТІ ФІЛЬТРАЦІЙНИХ ВЛАСТИВОСТЕЙ ПЛАСТА

ВИЗНАЧЕННЯ І КВАЛІФІКАЦІЯ ОСНОВНИХ РОЗРАХУНКОВИХ ПАРАМЕТРІВ В УМОВАХ   ХАОТИЧНОЇ НЕОДНОРІДНОСТІ ФІЛЬТРАЦІЙНИХ ВЛАСТИВОСТЕЙ ПЛАСТА

Слайд 2Вплив та види неоднорідності

Більшість методів визначення параметрів призначена для умов

однорідних водоносних пластів.

В реальних умовах неоднорідність є неодмінною властивістю

всіх геологічних об'єктів.

При обробці дослідних даних методом Джейкоба, неоднорідність водоносних пластів виступає як фактор аномальність.

Вид і ступінь аномальності дослідних закономірностей зміни рівня будуть залежати від характеру неоднорідності.

Геологічним об'єктам властиві два види неоднорідності – закономірна та хаотична.


Вплив та види неоднорідностіБільшість методів визначення параметрів призначена для умов однорідних водоносних пластів. В реальних умовах неоднорідність

Слайд 3Закономірна неоднорідність
Закономірна неоднорідність пов'язана з наявністю літолого-фаціальних кордонів,

плікативних і розривних тектонічних порушень, тобто це по суті його

структурна неоднорідність.

Вона схематизується геометричними формами з межами значної протяжності і різної природи.
Закономірна неоднорідність  Закономірна неоднорідність пов'язана з наявністю літолого-фаціальних кордонів, плікативних і розривних тектонічних порушень, тобто це

Слайд 4Хаотична неоднорідність
Хаотична неоднорідність пов'язана з сингенетичними відмінностями і цілим рядом

епігенетичних проявів в межах одного шару.
Елементи хаотичної неоднорідності, як правило,

значно менше області дослідного, а тим більше експлуатаційного збурення.

Якщо елементи хаотичної неоднорідності порівнянні з областю дослідного обурення, їх роль у формуванні фільтраційного потоку аналогічна дії структурної неоднорідності.
Хаотична неоднорідністьХаотична неоднорідність пов'язана з сингенетичними відмінностями і цілим рядом епігенетичних проявів в межах одного шару. Елементи

Слайд 5Відносність поняття фільтраційної неоднорідності
Залежно від обсягу

зони випробування один і той масив або водоносний горизонт представляється

неоднорідним чи квазіоднорідним

Практично розрізняється *;
– неоднорідність вищого порядку;
– ефективна неоднорідність;
– неоднорідність нижчого порядку.
*(Рац М.В. “Неоднородность горніх пород и их физические свойства” М.Наука,1967)

Відносність поняття  фільтраційної неоднорідності    Залежно від обсягу зони випробування один і той масив

Слайд 6Характер неоднорідності (за М.В. Рацем)
Неоднорідність вищого порядку обумовлена нерівномірним чергуванням

елементів, лінійні розміри яких в 104 і більше разів менше

зони випробування.

Ефективна неоднорідність обумовлена нерівномірним чергуванням елементів розмірами в 10 - 100 разів менше розмірів зони випробування.

Неоднорідність нижчого порядку має місце при розмірах елементів більше розмірів зони випробування.

Предметом подальшого розгляду є переважно ефективна неоднорідність в межах елементів неоднорідності нижчого порядку, розміри яких перевищують розміри зони випробування
Характер неоднорідності  (за М.В. Рацем)Неоднорідність вищого порядку обумовлена нерівномірним чергуванням елементів, лінійні розміри яких в 104

Слайд 7
ХАРАКТЕРИСТИКА
ХАОТИЧНОЇ НЕОДНОРІДНОСТІ ЗА ДОПОМОГОЮ
СТАТИСТИЧНИХ ОЦІНОК

ХАРАКТЕРИСТИКА ХАОТИЧНОЇ НЕОДНОРІДНОСТІ ЗА ДОПОМОГОЮ СТАТИСТИЧНИХ ОЦІНОК

Слайд 8Основні теоретичні положення
Під хаотичною фільтраційною неоднорідністю водоносного пласта,

мають на увазі неоднорідність водопровідності по площі,
При

цьому зміни водовіддачі практично незначні і ними мжна знехтувати.

Дослідження хаотичної неоднорідності виконують на основі статистичної моделі фільтраційного поля, зокрема, на моделі випадкових величин. При цьому припускають, що водопровідність в хаотично неоднорідному пласті є випадкова функція координат.
Основні теоретичні положення  Під хаотичною фільтраційною неоднорідністю водоносного пласта, мають на увазі неоднорідність водопровідності по площі,

Слайд 9Основні теоретичні положення
Обсяг інформації, укладений в результатах випробування залежить від

тривалості обурення, З цієї точки зору результати випробування хаотично неоднорідного

пласта системою короткочасних збурень за деякою рідкісної мережі можна розглядати як вибірку випадкових і незалежних показників фільтраційних властивостей з генеральної сукупності.
Кожне окреме значення цієї вибірки, що отримується за даними збурення в одній свердловині, розглядається як умовно локальна характеристика з масштабами осереднення значно меншими, ніж розміри досліджуваного фільтраційного поля.

Основні теоретичні положенняОбсяг інформації, укладений в результатах випробування залежить від тривалості обурення, З цієї точки зору результати

Слайд 10Основні теоретичні положення
Статистичні оцінки, одержувані на основі таких вибірок, характеризують

узагальнені фільтраційні властивості апробованого пласта і ступінь неоднорідності.

Необхідні для

розрахункового прогнозу показники визначаються за законами сучасної теорії оцінок, а також вибір оцінює функції для невідомого параметра генеральної сукупності з безлічі можливих оцінок, базується на критерії Р.А. Фішера.

Основні теоретичні положенняСтатистичні оцінки, одержувані на основі таких вибірок, характеризують узагальнені фільтраційні властивості апробованого пласта і ступінь

Слайд 11Основні теоретичні положення
На основі цього методу доведено, що достовірними, ефективними,

незміщеними і достатніми оцінками нормального розподілу є середньоарифметичне і середньоквадратичне

відхилення.
Такими ж оцінками для логарифмічно нормального розподілу будуть максимальна правдоподібне середнє і середнє квадратичне логарифмів.
Знаходження статистичних оцінок, які відповідають критеріям Фішера, не представляє суттєвої складності при нормальному і логарифмічно нормальний розподіл.
Для більш складних випадків це завдання ускладнюється відсутністю типових рішень оцінюваної функції.
Основні теоретичні положенняНа основі цього методу доведено, що достовірними, ефективними, незміщеними і достатніми оцінками нормального розподілу є

Слайд 12Основні теоретичні положення
Також важливим є питання про відповідність достовірних, ефективних,

незміщене і достатніх оцінок, які визначаються на основі статистичної обробки

результатів випробування пласта одиночними короткочасними збуреннями, і гідродинамічно ефективних параметрів, що визначають реакцію водоносного пласта на збурення і одержуваних більш тривалими збуреннями, область яких значно перевищує розміри елементів неоднорідності.
Основні теоретичні положенняТакож важливим є питання про відповідність достовірних, ефективних, незміщене і достатніх оцінок, які визначаються на

Слайд 13Основні теоретичні положення
При різних законах розподілу статистичні оцінки параметрів виявляються

різними.
Суттєве значення має питання про закон розподілу дослідних сукупностей.


В даний час немає задовільного теоретичного обґрунтування будь-якого закону розподілу ймовірностей водопровідності.
Автори ряду робіт, на підставі позитивного результату оцінок гіпотез про розподіл вибірок, прийшли до переконання, що розподіл водопровідності близько до логарифмічно нормальному і в меншій кількості випадків до нормального законам.
Основні теоретичні положенняПри різних законах розподілу статистичні оцінки параметрів виявляються різними. Суттєве значення має питання про закон

Слайд 14Основні теоретичні положення
Необхідно відзначити, що висновок щодо статистичної перевірки гіпотез

про який суперечить тому чи іншому закону залежить від розміру

вибірки.

Зокрема, ймовірність того, що гіпотеза про не суперечити нормальному або логарифмічно нормальному закону не відкидається, підвищується зі зменшенням вибірки.

На практиці звичайно починають працювати з малими вибірками, тому результат перевірки гіпотез про розподіл є досить умовним, часто гіпотези про нормальний і логарифмічно нормального законі відкидаються і при малих вибірках.
Основні теоретичні положенняНеобхідно відзначити, що висновок щодо статистичної перевірки гіпотез про який суперечить тому чи іншому закону

Слайд 15КЛАСИФІКАЦІЯ ВОДОВМІСНИХ
ПОРІД ЗА СТУПЕНЕМ
ХАОТИЧНОЇ НЕОДНОРІДНОСТІ І ЗВЯЗОК ЕФЕКТИВНИХ ГІДРОГЕОЛОГІЧНИХ

ПАРАМЕТРІВ ІЗ СТАТИСТИЧНИМИ ОЦІНКАМИ

КЛАСИФІКАЦІЯ ВОДОВМІСНИХ ПОРІД ЗА СТУПЕНЕМ ХАОТИЧНОЇ НЕОДНОРІДНОСТІ І ЗВЯЗОК ЕФЕКТИВНИХ ГІДРОГЕОЛОГІЧНИХ ПАРАМЕТРІВ ІЗ СТАТИСТИЧНИМИ ОЦІНКАМИ

Слайд 16Основні класифікаційні показники
Отримані статистичні оцінки можна використовувати для відносної характеристики

ступеня неоднорідності водопровідності, зокрема, як класифікаційні показнику.

Основою класифікації фільтраційної неоднорідність

виступає коефіцієнт водопровідності.

Як ознаку відносної характеристики неоднорідності, можна використовувати питомий дебіт однотипно обладнаних свердловин.
Основні класифікаційні показникиОтримані статистичні оцінки можна використовувати для відносної характеристики ступеня неоднорідності водопровідності, зокрема, як класифікаційні показнику.Основою

Слайд 17Стастичні оцінки показників фільтраційної неоднорідності

Показники неоднорідності вибираються з числа

статистичних показників розсіювання вимірюваної ознаки.

До таких показників відноситься:

– розмах вибірки ( R );
– середнє квадратичне відхилення (σ чи σlg);
– дисперсія (S чи Slg);
– коефіцієнт варіації (W).
Стастичні оцінки показників фільтраційної неоднорідності Показники неоднорідності вибираються з числа статистичних показників розсіювання вимірюваної ознаки.  До

Слайд 18Класифікація водовмісних порід за ступенем хаотичної неоднорідності
1 - четвертинні

і неоген-четвертинні піски,
2 - четвертинні алювіальні і алювіально-пролювіальні галечникові

відклади,
3 - крейдяні шаруваті морські піски і слабкі пісковики,
4 – тріщинуваті не карбонатні колектори,
5 – тріщинуваті і тріщинувато-карстові карбонатні колектори
Класифікація водовмісних порід за ступенем хаотичної неоднорідності 1 - четвертинні і неоген-четвертинні піски, 2 - четвертинні алювіальні

Слайд 19Вивчення мінливості коефіцієнта водопровідності (питомого дебіту) спирається на матеріали розвідки

по 100 дільницям.
Для аналізу використано фактичний матеріал по малим

вибірками, що включають 10 -15 значень.
Окремі положення, на прикладі ще 30 вибірок більшого розміру - 15-90 з переважанням 25-30 значень.
На прикладі зазначеної кількості вибірок, що представляють широкий діапазон водовмісних порід, встановлено, що всі випадки знаходяться в інтервалі середнього квадратичного логарифмів σlg = 0,05 - 1,3 і коефіцієнта варіації W - 15-220%,
В основному розподіл не суперечать логарифмічно нормальному закону, іноді не суперечать нормальному закону і в рідкісних випадках суперечать обом законам.

За результатами обробки безлічі вибірок відзначається цілком певний зв'язок середнього квадратичного логарифмів і коефіцієнта варіації з типом колекторів (див. табл. ↓).
Вивчення мінливості коефіцієнта водопровідності (питомого дебіту) спирається на матеріали розвідки по 100 дільницям. Для аналізу використано фактичний

Слайд 20Результати статистичної обробки вибірок

Результати статистичної  обробки вибірок

Слайд 21 Зв’язок нормального закону з числом каналів фільтрації.

дозволяє виділити за цією ознакою типи розподілу проникності для грубо-пористих

і дрібнопористих порід. На наявних прикладах можна було переконатися, що відповідність нормальному розподілу, можна зустріти і серед пористих однорідних колекторів (W = 50%), і серед досить неоднорідних тріщинних колекторів (W = 200%).

Виділені групи колекторів, відмінності яких заздалегідь відомі, відрізняються величинами середніх σlg і W і протяжністю їх інтервалів. Все різноманіття в різного ступеня неоднорідних водоносних горизонтів доцільно поділити за величинами середнього квадратичного логарифма і коефіцієнта варіації на чотири групи незалежно від типу розподілу.

Зв’язок нормального закону з числом каналів фільтрації. дозволяє виділити за цією ознакою типи розподілу

Слайд 22 Відповідності статистичних параметрів їх ефективним розрахункових значень.
Під ефективними параметрами

при цьому розуміються значення водопровідності й п’єзопровідності такого однорідного водоносного

горизонту, в якому розрахункові значення знижень рівня в зоні квазістаціонарного режиму на певні моменти часу близькі до значень знижень в розглянутому неоднорідному пласті.

Для аналізу цього питання використовуємо експериментальні дані отримані при застосуванні методів аналогового моделювання. Подібне завдання стосовно нормальyому розподілу ставилася І.С.. Пашковським [94], на електропровідною папері було створено кусково-неоднорідне поле, провідність якого змінювалася в межах 0-200 м2/доба. Математичне очікування нормально розподіленої сукупності окремих значень дорівнювало 100 м2/доба, стандартне відхилення 50м2/доба і коефіцієнт варіації 50%.
Відповідності статистичних параметрів їх ефективним розрахункових значень.  Під ефективними параметрами при цьому розуміються значення водопровідності

Слайд 23Ефективний коефіцієнт водопровідності, визначений за кутовим коефіцієнтам графіків часового простеження

зниження, виявився рівним математичному очікуванню, яке при заданому нормальному законі

рівно середньому арифметичному.

Таким чином, наведений приклад показує, що величини ефективного коефіцієнта водопровідності і середнє арифметичного при нормальному розподілі збігаються.
Відповідність статистичних оцінок і гідродинамічних ефективних значень параметрів при інших законах розподілу перевірялося за допомогою моделювання на сіткових моделях.
Були побудовані моделі неоднорідного пласта з незакономірним розташуванням елементів неоднорідності, розподіл яких або не суперечило логарифмічно нормальному закону, або не відповідало як нормальному так і логарифмічно нормальному закону.
Гіпотеза про закон розподілу перевірялася за критерієм Пірсона

Всього було розглянуто чотири моделі (три при логарифмічно нормальному і одна при невизначеному законі розподілу), що відрізняються величиною середньоквадратичного відхилення логарифма водопровідності (а). Положення елементів неоднорідності визначалося жеребкув
Ефективний коефіцієнт водопровідності, визначений за кутовим коефіцієнтам графіків часового простеження зниження, виявився рівним математичному очікуванню, яке при

Слайд 24Моделювання неоднорідності фільтраційних процесів
Були побудовані моделі неоднорідного пласта з незакономірним

розташуванням елементів неоднорідності, розподіл яких або не суперечив логарифмічно нормальному

закону, або не відповідав як нормальному так і логарифмічно нормальному закону.
Гіпотеза про закон розподілу перевірялася за критерієм Пірсона
Всього було розглянуто чотири моделі (три при логарифмічно нормальному і одна при невизначеному законі розподілу), що відрізняються величиною середньоквадратичного відхилення логарифма водопровідності σlg(km).
Моделювання неоднорідності фільтраційних процесівБули побудовані моделі неоднорідного пласта з незакономірним розташуванням елементів неоднорідності, розподіл яких або не

Слайд 25Схема моделі хаотичної фільтраційної неоднорідності

Схема моделі хаотичної  фільтраційної неоднорідності

Слайд 26Моделювання неоднорідності фільтраційних процесів
У першій, другій і третій задачах розглядався

ряд варіантів з різним розташуванням дослідних свердловини Результат статистичної обробки

показаний в таблиці:

Моделювання неоднорідності фільтраційних процесівУ першій, другій і третій задачах розглядався ряд варіантів з різним розташуванням дослідних свердловини

Слайд 27Моделювання неоднорідності фільтраційних процесів
За результатами моделювання будувалися графіки S−lg(t0, S−lg®,

S−lg(t/r2) та аналізувався вид цих графіків і визначалися основні гідрогеологічні

параметри (коефіцієнти водопровідності і п’єзпровідності). результати розрахунку показані в таблиці.
Моделювання неоднорідності фільтраційних процесівЗа результатами моделювання будувалися графіки S−lg(t0, S−lg®, S−lg(t/r2) та аналізувався вид цих графіків і

Слайд 28Висновок по моделі
Як випливає з вищевикладеного, значення ефективного коефіцієнта водопровідності

при нормальному розподілі близькі до середнього арифметичного, при логарифмічно нормальному

– середньому геометричному (розбіжності не перевищують 20%), при нерегулярному розподілі не контролюються статистичними оцінками.

Розбіжність між середньою арифметичною величиною водопровідності і ефективним її значенням при логарифмічно нормальному і нерегулярному розподілі дуже істотні, причому ця різниця збільшується зі зростанням ступеня неоднорідності водоносного горизонту. Так, якщо при σ = 0,5 середнє арифметичне перевищує ефективне в 2,2 рази, то при σ = 0,7 та σ = 0,99 відповідно в 3,6 і 18 разів.

Чисельний аналіз оцінок середнього при логарифмічно нормальному розподіл показує, що при (σlg < 0,3) відмінність між середнім арифметичним і середнім геометричним несуттєва.

Висновок по моделіЯк випливає з вищевикладеного, значення ефективного коефіцієнта водопровідності при нормальному розподілі близькі до середнього арифметичного,

Слайд 29
ХАРАКТЕР ДЕФОРМАЦІЇ
ДОСЛІДНИХ ЗАКОНОМІРНОСТЕЙ ЗМІНИ РІВНЯ В

ХАОТИЧНО НЕОДНОРІДНИХ ПЛАСТАХ

ХАРАКТЕР ДЕФОРМАЦІЇ  ДОСЛІДНИХ ЗАКОНОМІРНОСТЕЙ ЗМІНИ РІВНЯ В  ХАОТИЧНО НЕОДНОРІДНИХ ПЛАСТАХ

Слайд 30Модель – завдання 4
Аналіз закономірностей зміни рівня в хаотично неоднорідному

пласті проведено за результатами моделювання досить неоднорідного водоносного пласта (завдання

4).
Середньоквадратичне логарифмів σlg = 0,99 і коефіцієнт варіації W = 190% цього пласта характеризують найбільшу хаотичну неоднорідність.
Розміщення елементів неоднорідності в основній частині фільтраційного частка і задані умови видно на схемі моделі. Тут показані ізолінії зниження на момент = 30 діб. В наступні моменти часу (t - 80, 160, 320 діб) рельєф депресійної воронки, зафіксований на момент t = 30 і 10 діб, практично не змінювався.
Результати моделювання оброблені способом часового, площинного і комбінованого простеження. Результати представлені на рис↓.
Модель – завдання 4Аналіз закономірностей зміни рівня в хаотично неоднорідному пласті проведено за результатами моделювання досить неоднорідного

Слайд 31Розподіл Кm та ап по площі моделі

Розподіл Кm та ап по площі моделі

Слайд 32Результати визначення параметрів способом комбінованого простеження

Результати визначення параметрів способом комбінованого простеження

Слайд 33Результати моделювання способом площинного простеження

Результати моделювання способом площинного простеження

Слайд 34Результати моделювання способом площинного простеження
На рис.↑ показані результати площинного простеження

зниження. Графік площинного простеження, побудований на момент t = 80

діб, представлений хмарою точок, витягнутим по осі відстаней; ступінь розсіювання зменшується з віддаленням від дослідного блоку. Характер розсіювання не змінюється для пізніх моментів простеження (t = 160 та 320 діб), але змінюється для ранніх моментів (t = 10, 30 діб).
Таким чином, в пластах з хаотичною неоднорідністю, ступінь якої характеризується в даному випадку коефіцієнтом варіації W = 190%, в порівнянні з однорідними шарами спостерігається порушення лінійної напівлогарифмічної площинної залежності
Результати моделювання способом площинного простеженняНа рис.↑ показані результати площинного простеження зниження. Графік площинного простеження, побудований на момент

Слайд 35Використання коефіцієнта кореляції при визначенні параметрів
Функціональна залежність (рис.↑) переходить в

кореляційну. Емпіричний коефіцієнт кореляції (rx,y). визначається за формулою:






Коефіцієнт кореляції визначено

для графіків площинного простеження на моменти: t - 10; 30; 80; 160; 320 діб. Результати визначень представлені у вигляді графіка rx,y = f(t) показаний на рис. 69. У інтервалі 10-50 діб, тобто в межах практичної тривалості досліду, коефіцієнт кореляція знаходиться в межах rx,y = 0,5-0,7, характеризуючи слабкий зв'язок зниження з логарифмом відстані. Пізніше відзначається постійний і помітна зв’язок цих величин, так як rx,y стає постійним і рівним 0,8.
Переконавшись в помітній кореляційної площинної базарною закономірності, визначимо параметри досліджуваного водоносного пласта через коефіцієнт лінійної регресії b – кутовий коефіцієнт графіка простеження, що дозволяє застосувати метод Джейкоба для розрахунку параметрів
Використання коефіцієнта кореляції при визначенні параметрівФункціональна залежність (рис.↑) переходить в кореляційну. Емпіричний коефіцієнт кореляції (rx,y). визначається за

Слайд 36Результати площинного простеження
Результати розрахунків поміщені склали: km =

260 м2/доба, а = 2,9-105 м2/доба.
Отримані величини близькі

до результатів отриманих за комбінованим простеженням (табл. ↑).
Отримані параметри повністю визначають часову і наближено площинну закономірність зміни рівня в апробованому пласті. Як уже говорилось, такі параметри можна кваліфікувати як ефективні. Порівнння результатів показано в таблиці
Результати площинного простеження  Результати розрахунків поміщені склали: km = 260 м2/доба, а = 2,9-105 м2/доба.

Слайд 37

ПРИКЛАДИ ВИЗНАЧЕННЯ ПАРАМЕТРІВ У ХАОТИЧНО НЕОДНОРІДНИХ ПЛАСТАХ

ПРИКЛАДИ ВИЗНАЧЕННЯ ПАРАМЕТРІВ У ХАОТИЧНО НЕОДНОРІДНИХ ПЛАСТАХ

Слайд 38 Встановлено, що при зростанні тривалості експлуатаційного обурення і

багаторазовому збільшенні радіуса зони квазістаціонарності коефіцієнт водопровідності стабільний або змінюється

у відносно невеликих межах і близький до тієї величини, яка визначена при дослідному відкачуванні. Ступінь неоднорідності в першому прикладі близька до максимальної = 163%), у другому прикладі вона істотно менше = 99%).
Встановлено, що при зростанні тривалості експлуатаційного обурення і багаторазовому збільшенні радіуса зони квазістаціонарності коефіцієнт водопровідності

Слайд 39. З наявного в нашому розпорядженні фактичного матеріалу відібрані дослідні

ділянки з різною і значним ступенем неоднорідності, вимірюваної среднє квадратичне

логарифмів питомого дебіту і коефіцієнта варіації: σlg − 0,29-1,29; W − 61-145%.
Відкачування в межах аналізованих ділянок виконувалось декількома дослідними кущами, області впливу яких радіусом не менше 1 км перекривалися частково або повністю.
Виняток становить лише Урулюнгуйська ділянка, де області впливу відкачування роз'єднані.
Коефіцієнт водопровідності визначений способом часового простеження по п'яти - восьми спостережних свердловинах.
При аналізі мінливості Km в межах куща використовується його середнє арифметичне і розмах R - різниця між крайніми значеннями водопровідності.
Підсумковою величиною є відносний розмах. Результати аналізу зведені в табл.↓.
. З наявного в нашому розпорядженні фактичного матеріалу відібрані дослідні ділянки з різною і значним ступенем неоднорідності,

Слайд 41Як видно, відносний розмах величин Km, отриманих за даними часового

простеження зниження, знаходиться в межах 12-44%, причому характерна відсутність зв’язку

між величиною розмаху і ступенем неоднорідності ділянки. Остання обставина свідчить про те, що наявні відмінності в величинах водопровідності не пов’язані з природою неоднорідності. Дійсно, аналіз кожного об’єкта окремо показує, що на ділянках Лівобережний, Аймурзінскій і Урулюнгуйській розбіжності були наслідком недосконалості спостережних свердловин в анізотропному розрізі. Крім того, розбіжності обумовлені похибками обробки.

На прикладі ділянок Мійкайнар, Аймурза, Майлисай видно, що визначаються параметри практично не залежать і від місця розташування дослідної свердловини, якщо зміна розташування відбувається в загальній області впливу відкачування. Розбіжності при зміні дослідних свердловин не перевищують 20%.
Як видно, відносний розмах величин Km, отриманих за даними часового простеження зниження, знаходиться в межах 12-44%, причому

Слайд 42Визначення параметрів способом площинного простеження.
Площинні закономірності

зміни рівня в хаотично неоднорідних пластах є кореляційними. При цьому

встановлено, що мірою зв'язку і критерієм для класифікації є величиною коефіцієнта варіації (W). Для основних груп водоносних горизонтів, виділених за ступенем неоднорідності, характерні наступні значення коефіцієнта кореляції:
W,% rxy
однорідні <40 0,99-0,95
неоднорідні 40-80 0,95-0,90
дуже неоднорідні 80-150 0,90-0,80
вкрай неоднорідні >150 << 0,8

Як показує аналіз дослідних графіків площинного простеження, кореляційний залежність зниження від логарифма відстані досить значна. Для практичниї розрахунків геобхідна достатня кількість спостережних свердловин. Для однорідних водоносних пластів, що характеризуються ступенем неоднорідності W=40% і силою кореляційної зв'язку площинних графіків 0,99-0,95, кількість спостережних свердловин може бути мінімальною.

Визначення параметрів способом площинного простеження.   Площинні закономірності зміни рівня в хаотично неоднорідних пластах є кореляційними.

Слайд 43Висновки
1.Фільтраційна неоднорідність з точки зору тривалості відкачування є поняттям відносним.

Характер неоднорідності визначається відносними (по відношенню до розмірів області впливу

відкачування) розмірами елементів неоднорідності. За характером деформації дослідних закономірностей зміни рівня доцільно розрізняти ефективну неоднорідність і неоднорідність нижчого порядку (по М. Б. Рацу).
2. В умовах ефективної неоднорідності часові закономірності зміни рівня зберігаються функціональними, а площинні - переходять в кореляційні. За дослідними даними встановлена ​​залежність сили кореляційної зв'язку {гху) від ступеня неоднорідності.
Висновки1.Фільтраційна неоднорідність з точки зору тривалості відкачування є поняттям відносним. Характер неоднорідності визначається відносними (по відношенню до

Слайд 44Висновки
3. В умовах неоднорідності нижчого порядку зберігаються функціональними і часові,

і площинні закономірності зміни рівня, але часові закономірності з часом

змінюють вигляд функціональної залежності; деформації площинних закономірностей менш помітні і мають місце на ділянках в периферійних частинах депресії (г> 0,5 l). Для площинних закономірностей характерні паралельні зміщення графіків, побудованих на пізні моменти часу.

4. В умовах ефективної неоднорідності параметри визначаються способом часового (комбінованого) простеження. Параметри є гідро динамічно ефективними. Необхідність усереднення одержуваних величин існує тільки щодо коефіцієнта п’єзопровідності (рівнепровідності) в досить неоднорідних і вкрай неоднорідних середовищах (W > 80%).
Висновки3. В умовах неоднорідності нижчого порядку зберігаються функціональними і часові, і площинні закономірності зміни рівня, але часові

Слайд 45Висновки
5. Ефективний коефіцієнт п’єзопровідності можна визначати на основі середнього арифметичного.

Визначення ефективних параметрів способом площинного простеження можливо по декількох спостережних

свердловинах, число яких залежить від ступеня неоднорідності. Можливість визначення ефективних параметрів за формулою Дюпюї за двома спостережними свердловинами обмежується однорідними водоносними горизонтами (W <30% -40%).

6. У зв'язку з тим, що в реальних умовах ефективні значення параметрів навіть при тривалих відкачках можуть бути визначені далеко не у всіх випадках (особливо для безнапірних горизонтів), необхідно за даними дослідних робіт визначати характер і ступінь неоднорідності і відповідно до отриманих результатів вибирати метод оцінки експлуатаційних запасів підземних вод і розрахункові параметри для прогнозу.


Висновки5. Ефективний коефіцієнт п’єзопровідності можна визначати на основі середнього арифметичного. Визначення ефективних параметрів способом площинного простеження можливо

Обратная связь

Если не удалось найти и скачать доклад-презентацию, Вы можете заказать его на нашем сайте. Мы постараемся найти нужный Вам материал и отправим по электронной почте. Не стесняйтесь обращаться к нам, если у вас возникли вопросы или пожелания:

Email: Нажмите что бы посмотреть 

Что такое TheSlide.ru?

Это сайт презентации, докладов, проектов в PowerPoint. Здесь удобно  хранить и делиться своими презентациями с другими пользователями.


Для правообладателей

Яндекс.Метрика