Гидрогеохимический режим титонского горизонта.

В плане динамики гидрогеохимического режима титонский горизонт не так интересен, поскольку активность изменения кондиционных характеристик значительно ниже. Это объясняется тем, что титонский горизонт все-таки более обособлен, чем валанжинские подгоризонты, и значительно менее водообилен, за исключением Верхнеберезовской площади (скв. № 7-РЭ). Анализ режима проводился по той же схеме, в связи с чем, каких-либо комментариев в этом плане не требуется. Фактический режим (среднегодовой) сведен в таблицу 3.14. Минеральные воды титонского горизонта по генетике несколько отличаются от валанжинских. Если воды валанжинских горизонтов представляют собой результат смешения и обогащения минеральными веществами за счет повышенной активности их в присутствии диоксида углерода, то титонские – это результат не столько выщелачивания, сколько смешения с пластовыми водами древнего генезиса и вод кристаллического фундамента. По этой причине зависимость ионно-солевого става от минерализации в титонском горизонте ниже, но, тем не менее, довольно тесная. Корреляционные связи между ионно-солевым составом и минерализацией изображены рис. 3.20.

Разброс значений выше, чем в валанжинских горизонтах, но коэффициенты корреляции в целом высокие и свидетельствую о значимой связи.

Связь между общей минерализацией и диоксидом углерода, здесь практически отсутствует (рис. 3.21). То есть, концентрация минеральных веществ в воде фактически не связана с концентрацией диоксида углерода.

                    Рис. 3.22. Зависимость ионно-солевого состава от минерализации

                                                         титонского горизонта.

                   Рис. 3.21. Соотношение общей минерализации и

                      диоксида углерода вод титонского горизонта.

                                                                                                                       Таблица 3.14.

                    Среднегодовые сведения о режиме скважин титонского горизонта.

Изучение взаимосвязи режимов эксплуатации скважин с общей минерализацией производилась аналогично, с применением многофакторного регрессионного анализа. Результаты расчетов коэффициентов представлены в таблице 3.15. Здесь Северный фланг учитывался как обобщенный источник. 

На рис. 3.22 дано сопоставление расчетных и фактических данных для некоторых скважин, где динамика наиболее активна. 

                                                                                                                            Таблица 3.15.

             Коэффициенты уравнения регрессии титонского водоносного горизонта.

  Рис.3.22. Сопоставление фактических и расчтеных значений кондиций

по скважинам титонского горизонта.

Остается невыясненным вопрос о статистической устойчивости уравнений регрессии. Здесь достаточно рассмотреть наиболее спорный случай – зависимость концентрации диоксида углерода в источнике Нарзан.

    Для данного случая полученное уравнение регрессии имеет вид:

       Y = 1.425-0.0007×X1-0.00044×X2+0.000033×X3+0.000102×X4-0.00068×X5-0.0050×X6

Расчеты выполнялись в стандартной программе Excel, и здесь даны только результаты расчетов.

Тесноту совместного влияния факторов на результат оценивает индекс множественной корреляции.

В отличии от парного коэффициента корреляции, который может принимать отрицательные значения, он принимает значения от 0 до 1.

Поэтому R не может быть использован для интерпретации направления связи. Чем плотнее фактические значения Уi располагаются относительно линии регрессии, тем меньше остаточная дисперсия и, следовательно, больше величина R_y(x1,..,xm).

Таким образом, при значении R близком к 1, уравнение регрессии лучше описывает фактические данные и факторы сильнее влияют на результат. При значении R близком к 0 уравнение регрессии плохо описывает фактические данные и факторы оказывают слабое воздействие на результат. В конкретном случае R = 0.906. То есть, связь между признаком Y и факторами Х высокая.

Оценка значимости уравнения множественной регрессии осуществляется путем проверки гипотезы о равенстве нулю коэффициент детерминации рассчитанного по данным генеральной совокупности: R² или b₁ = b₂ =... = b_m = 0 (гипотеза о незначимости уравнения регрессии, рассчитанного по данным генеральной совокупности).

Для ее проверки используют F-критерий Фишера.

При этом вычисляют фактическое (наблюдаемое) значение F-критерия, через коэффициент детерминации R², рассчитанный по данным конкретного наблюдения.

По таблицам распределения Фишера-Снедоккора находят критическое значение F-критерия (F_кр) для уровня значимости α = 0,05, и двух степеней свободы k₁ = m и k₂=n-m-1.

F-статистика. Критерий Фишера.

Чем ближе этот коэффициент к единице, тем больше уравнение регрессии объясняет поведение Y.  В данном случае на 82,1 %

Однако после подгонки к количеству переменных  т.е регрессией объясняется уже 79,5 %.

Стандартная ошибка равна 0,1049, т.е. диапазон изменения Y простирается от -0,1049 до 0,1049 от предсказанной величины.

F-отношение равно 31,398, а р-значение=7,79*10^-14, это позволяет отвергнуть гипотезу о том, что все 6 коэффициентов корреляции = 0.

Анализируя значение коэффициентов и их стандартных ошибок можно заключить, что коэффициенты корреляции X3 и X4 имеют практически такие же значения, что и их стандартные ошибки. Их значение t-статистики меньше 2, а р-значения гораздо больше 0,05, они имеют статистическую значимость на уровне 5%.

Таким образом, можно утверждать, что во-первых, статистически уравнения регрессии достаточно надежны, во-вторых – режим работы источника Нарзан и скважины № 107Д практически не оказывают влияние на концентрацию диоксида углерода в самом источнике Нарзан.