Page 69 - 6254

де п – загальна кількість вибраних для аналізу еталонних родовищ, а підсу-
мовування в усіх випадках здійснюють для всієї вибірки.
Оцінивши параметри а і К та перевіривши на графіку Q poд=f(S род)
відповідність теоретичної кривої та фактичних даних, обчислюють середні
приведені запаси еталонної структури:

′ = стр.р , (4.18)
е.стр е.стр род.е

де стр.р – середня площа структур на розрахунковій ділянці; род.е –
середня площа родовищ на еталоні.
Надалі замість е.стр використовують е.стр , а зміни середніх розмірів
структур під час обчислення К ан не враховують.
Оцінка прогнозних ресурсів способом «на усереднену структуру» най-
частіше проводиться окремо для кожної перспективної товщі. У цьому випадку
окрему оцінку для кожної товщі можна здійснювати за формулою (4.13), в якій
усі параметри характеризують еталонну і розрахункову ділянки лише в обсязі
оцінюваної товщі. Загальні початкові ресурси розрахункових ділянок, які
детальніше відображують їхній розподіл у зоні прогнозування, визначають за

сумою оцінок усіх перспективних товщ.
Проводячи розрахунки способом «на усереднену структуру», варто мати
на увазі, що в загальну кількість структур на розрахунковій ділянці можуть
увійти підняття, ресурси яких уже оцінені за категорією С 3 і враховані в балансі.
Тому кількість структур п р, за якою проводиться прогнозна оцінка, має
дорівнювати різниці фактичної і врахованої кількостей структур, а повна
прогнозна оцінка території складається з розрахованих за відповідними
формулами ресурсів і сумарного об'єму ресурсів категорії С 3 з урахуванням
коефіцієнта їхньої достовірності.

Структурно-ймовірнісний спосіб оцінки прогнозних ресурсів
Цей спосіб запропонував І. С. Гутман для категорії D 1 у пастках
структурного типу. Кількість таких пасток певного розміру може бути
встановлена на прогнозній території на основі закономірностей розподілу
розмірів виявлених піднять на вивченій території та їхній залежності від
щільності мережі спостережень.
Установлено, що розподіл виявлених піднять за розмірами не суперечить
закону логарифмічно нормального розподілу, тоді як істинний їхній розподіл
описується спадною функцією. Будь-яка мережа спостережень за відбивним
сейсмогоризонтом може виявити лише ті підняття, розмір яких більший за
щільність мережі спостережень або приблизно дорівнює їй. Чим менший розмір
піднять, тим більшу їх кількість пропускатиме мережа заданої щільності. В міру
згущення мережі виявлятимуться дрібніші підняття, але разом з тим
змінюватиметься середній розмір виявлених піднять. Одночасно
збільшуватимуться різниця між мінімальними і максимальними розмірами
виявлених піднять, дисперсія і середньоквадратичне відхилення. Будь-яке

65