Поэтому осредненный результат коэффициента извлечения при С2+ = 10% следует отнести к средним значениям факторов
р = (241 + 205 + 160 + 110 + 55)/5 => 143,5 кгс/см2, (С, + QVQ + = (0,1 + 0,3 + 0,5 + 0,7 + 0,9)/5 =* 0,5,
^ Таблица VI.4
а, |
Re |
1 < |
Re |
|
0,0408 |
3478 |
0,0264 |
20 |
196 |
0,0400 |
4518 |
0,0259 |
22 |
404 |
0,0359 |
5239 |
0,0261 |
23 |
508 |
0,0336 |
8247 |
0,0261 |
24 |
311 |
0,0317 |
9960 |
0,0247 |
29 |
260 |
0,0300 |
12 805 |
0,0238 |
31 |
870 |
0,0298 |
13 280 |
0,0247 |
31 |
870 |
0,0297 |
14 343 |
0,0244 |
33 |
606 |
0,0282 |
17 068 |
! 0,0235 |
35 |
857 |
0,0278 |
19 377 |
В результате такой перестройки данных получаемся частная зависимость измеряемого показателя от фактора С2+ при средних значениях остальных факторов. Аналогично такое усреднение можно осуществить для любого фактора.
План проведения и результаты приводятся в табл. VIA, которую называют матрицей планирования. В этой таблице
183
каждая строка- указывает условия проведения расчета и полученный в результате расчета коэффициент дополнительного извлечения конденсата из пласта.
МЕТОД БОКСА -ХИЛЛА
ПРИ ВЫБОРЕ МАТЕМАТИЧЕСКОЙ МОДЕЛИ
При изучении различных явлений исследователь зачастую попадает в ситуацию, когда в определенных условиях эксперимента трудно отдать предпочтение одной из нескольких предложенных моделей. Естественна постановка задачи об отыскании такой области экспериментальных услювий, в которой можно было бы различить предложенные модели и отдать предпочтение одной из них.
Пусть при изучении какого-либо процесса выполнено определенное количество экспериментов. Для описания полученных результатов исследователь, исходя, например, из эвристических соображений, предложил три модели, которые на основании общепринятого критерия — меры идентичности невозможно различить.
В этих случаях целесообразно проведение (п+1)-го эксперимента, в условиях которого можно было бы ответить на поставленный вопрос. Условия проведения (« + 1)-го эксперимента определяются по методу Бокса—Хилла [14].
Порядок проведения дискриминантного анализа следующий,
1. Оцениваются параметры всех предложенных моделей с помощью линейной или нелинейной регрессии, а также дисперсии ol и Or :■ ••
п
(VI. 1)
п
где pi — число повторных измерений; yi — экспериментальные
! п
значения; у — вычисленные значения по r-й модели; и = —Т,
пt-=i
2. Для («+1)-го эксперимента априорные вероятности либо вычисляются, либо ими задаются исходя из эвристических соображений. Априорные вероятности (л+1)-го опыта являются апостериорными вероятностями для п-го опыта.
По теореме Байеса апостериорная вероятность вычисляется по формуле
184
где Pr(n—1) — априорная вероятность, относящаяся к r-й модели, если начальные вероятности /?г<°> неизвестны, то их принимают равными 1/г; /Vn) — плотность распределения вероятности для.г-й модели, вычисляется по формуле
г |
Рг (У{п)) = . exp 1
(VI.3)
Здесь yrw и #(п>— соответственно вычисленное'-и измеренное значения отклика в /г-м опыте.
3. Выбираются условия проведения («+1)-го эксперимента* который должен позволить различить модели. Для этого находим максимум дискриминантной функций
2__ J2
Г-. ■».
Уважаемый посетитель!
Чтобы распечатать файл, скачайте его (в формате Word).
Ссылка на скачивание - внизу страницы.