2004 | Солянокислотне оброблення

92 | 27.07. | 1,838 | 2,964 | 318,3

2005 | ГРП

60 | 07.09 | 3,274 | 7,604 | 287,9

Імпульсно-хвильова дія

11 | 12.01 | 0,51 | 1,849 | 266,7

Додатковий видобуток нафти від впровадження методів інтенсифікації по роках:

2001 рік | 2300 тонн | 6,8% загального видобутку

2002 рік | 1075 тонн | 2,9% загального видобутку

2003 рік | 928,4 тони | 2,6% загального видобутку

2004 рік | 318,3 тони | 0,8% загального видобутку

2005 рік | 554,6 тони | 1,3% загального видобутку

В 2004 році було проведено солянокислотне оброблення на свердловині № 92, внаслідок якої додатково було видобуто 318,3 тони нафти ( 0,8% від загального видобутку за 2004 рік).

У 2005 році ГРП на свердловині №60 та імпульсно-хвильова дія на свердловині №11 дали змогу додатково вилучити з родовищ 554,6 тонн нафти ( 1,3% від загального видобутку з родовища за 2005 рік ).

Ці факти говорять про ефективність проведених організаційно-технічних заходів і про необхідність подальшого пошуку і залучення в розробку Струтинського родовища резервів підвищення нафтовилучення. З наведеної вище інформації можна зробити висновок, що найефективнішими серед проведених протягом аналізованого періоду організаційно-технічних заходів є кислотна обробка та ГРП. Саме від цих методів ефект, у вигляді додаткового видобутку, був найбільший: 906,4 тони нафти у 2001 році ( завдяки соляно-кислотній обробці) та 1508,7 тони нафти у 2003 році ( завдяки гідророзриву пласта). Тому можна сказати, що дані технології є ефективні і є доцільність використання їх і надалі.

3.4. Кореляційно-регресійний аналіз впливу факторів на собівартість видобутку нафти зі Струтинського родовища.

Таблиця 3.5. - Матриця вихідних даних для кореляційно-

регресійного аналізу.

Роки | У | Х1 | Х2 | Х3 | Х4 | Х5

1988 | 51,17 | 57,4 | 0,97 | 0,05 | 1741,52 | 0,55

1989 | 57,52 | 53,5 | 0,95 | 0,23 | 1764,15 | 0,51

1990 | 59,46 | 50,8 | 0,96 | 0,06 | 1782,01 | 0,49

1991 | 62,37 | 50,4 | 0,95 | 0,01 | 1798,16 | 0,47

1992 | 63,29 | 43,7 | 0,94 | 0,25 | 1812,08 | 0,44

1993 | 64,72 | 42,1 | 0,91 | 0,04 | 1843,75 | 0,55

1994 | 65,04 | 39,6 | 0,96 | 0,09 | 1864,41 | 0,49

1995 | 66,97 | 38,7 | 0,91 | 0,03 | 2141,30 | 0,52

1996 | 68,08 | 36,1 | 0,90 | 0,02 | 2439,51 | 0,46

1997 | 73,10 | 38,5 | 0,92 | 0,04 | 2265,87 | 0,41

1998 | 83,45 | 35,9 | 0,88 | 0,12 | 1853,02 | 0,38

1999 | 110,72 | 34,9 | 0,89 | 0,22 | 1947,44 | 0,32

2000 | 169,57 | 33,9 | 0,91 | 0,11 | 3031,96 | 0,28

2001 | 186,15 | 33,6 | 0,86 | 0,32 | 2582,05 | 0,37

2002 | 214,67 | 37,6 | 0,89 | 0,43 | 3968,20 | 0,31

2003 | 245,94 | 35,7 | 0,87 | 0,07 | 2874,38 | 0,29

2004 | 287,17 | 40,9 | 0,85 | 0,12 | 3710,89 | 0,24

2005 | 293,85 | 41,1 | 0,84 | 0,04 | 3425,76 | 0,18

Х1 – видобуток нафти, тис. тонн;

Х2 – коефіцієнт експлуатації свердловин, долі одиниці;

Х3 – питома вага витрат на проведення гелогічних заходів (від загальної величини витрат звичайної діяльності);

Х4 – прямі витрати на нафту, тис. грн.

Х5 – річний відбір нафти від початкових балансових запасів,%;

У – собівартість видобутку 1 тони нафти, грн.

Результати кореляційно-регресійного аналізу наведені в додатку А.

1. Графічний аналіз вихідних даних дає підстави зробити припущення про існування кореляційного зв’язку між У та Х2, між У та Х4, між У та Х5, так як візуальний аналіз точкових графіків залежності від У від Х2, Х4, Х5 відображає певну закономірність зміни собівартості видобутку нафти від коефіцієнту експлуатації свердловин, прямих витрат на видобуток нафти та від річного відбору нафти від початкових балансових запасі. Питома вага витрат на геолого –технічні заходи та видобуток не мають визначеної тенденції впливу на аналізований показник. Так як на точкових графіках залежності У від Х спостерігається хаотичний розпад даних. На основі візуального аналізу допускаємо лінійні залежності із певним відхиленням значень між собівартістю видобутку нафти і експлуатаційними витратами на видобуток, річним відбором нафти від початкових балансових зпасів та коефіцієнтом експлуатації свердловин.

2. Коефіцієнти парної кореляції підтверджують існування тісного зв’язку між досліджуваним показником та факторами Х2, Х4 та Х5. Тому фактори Х2, Х4 та Х5 доцільно включити в модель.

3. Розрахувавши коефіцієнти рівняння регресії, отримаємо модель, що виражається рівнянням:

У = 102,71 -1,41Х2+0,057Х4-433,5Х5

3.1. Коефіцієнт детермінації становить 0,8948, що означає, що зміна досліджуваного показника на 89,48% зумовлена зміною включених у рівняння факторів Х2, Х4 та Х5, отже інформативність даної моделі достатня.

3.2. Для перевірки отриманої моделі на на адекватність обчислюємо розрахункове значення F – критерію фішера. В даному випадку воно складає 39,713і перевищує табличне значення ( 3,69), що свідчить про те, що отримана модель адекватно відображає досліджуване явище.

Кореляційно-регресійний аналіз показав значний вплив на собівартість видобутку нафти величини відбору нафти, який залежить від коефіцієнту нафтовилучення, коефіцієнта експлуатації свердловин та прямих витрат на видобуток нафти. Збільшення коефіцієнта експлуатації свердловин приведе до зменшення собівартості видобутку нафти. Зменшенню собівартості також сприятиме збільшення величини нафтовилучення. Збільшення цих показників відбудеться за рахунок впровадження резервів підвищення нафтовилучення, обгрунтування та