замеров, обычно — большее, чем для определения математического ожидания
или дисперсии с принятой на практике точностью. ГПоэтому объем кустовых
откачек, как правило, не дает основания для выявления закона распределения,
и различные эмпирические обобщения базируются главным образом на одиноч-
ных экспериментах.
Например, многими исследователями показано, что фактическое распре-
деление показателей проницаемости чаще всего не противоречит логнормаль-
ному закону [4, 15, 32, 36, 37]. Обращает на себя, однако, внимание тот факт,
что фильтрационные параметры, определенные по данным кустовых откачек,
в отличие от одиночных, часто подчиняются нормальному закону; вероятнее
всего, это связано с равницей масштабов опробования (масштабный эффект
третьего рода) [191.
Влияние масштаба опробования находит свое отражение и в показателях
степени неоднородности 
— среднеквадратичном отклонении или коэффициенте
вариации (масштабный эффект второго рода). Замечено, например, что диспер-
сия проводимости по кустовым откачкам часто существенно меньше, чем по
одиночным [1, 191. Кроме того, в пределах сходных литологических комплексов
отмечается общая тенденция к увеличению коэффициентов вариации по мере
снижения абсолютных значений проницаемости [311. По-видимому, это обсто-
ятельство также частично связано с масштабными эффектами: большие площади
зон опробования в относительно хорошо проницаемых породах «сглаживают»
влияние элементов неоднородности сравнительно малых размеров.
Наконец, уже достаточно много говорилось о возможном влиянии масштаба
опробования на абсолютные покаватели проницаемости, т. е. и на средние их
значения (масштабный эффект первого рода).
Все вышесказанное позволяет сформулировать следующие, достаточно
жесткие требования к обработке результатов ОФР статистическими методами:;
1) должна быть проверена и доказана случайность и независимость локальных
определений; 2) необходимо убедиться в выполнении условия равномасштаб-
ности и равноточности единичных определений 
*, в которых должны также
отсутствовать серьезные систематические ошибки; З) должна быть оценена
представительность выборки.
Мы не будем останавливаться детально на методических аспектах такого
рода оценок, ибо с учетом отмеченных принципиальных затруднений возмож-
ности использования стандартного статистического анализа результатов ОФР
ограничиваются, вероятно, лишъ задачей ориентировочного сравнепия отдель-
ных водоносных горизонтов по степени их фильтрационной неоднородности,
чаще всего — по изменчивости проводимости или удельного дебита. Для этих
целей в настоящее время обычно используются такие статистические показа-
тели, как среднеквадратическое отклонение логарифмов (оу;1) и коэффициент
вариации (1/); преимущество последнего в том, что он является безразмерным
параметром.
В табл. 22 приведены некоторые классификации фильтрационной неодно-
родности водоносных горизонтов по значениям о, т и Й,. Все они, конечно,
полезны, лишъ поскольку за выделенными классами стоят определенные типы
водоносных комплексов (см., например, табл. 2, гл. 1), причем градации по
различным показателям неоднородности носят весьма относительный характер.
* В противном случае необходимо донолнизельное 
обоснование весовых 
коэффи-
циентов.
250