NO304329B1

NO304329B1 - FremgangsmÕte og innretning for deteksjon og bestemmelse av en fluidledningslekkasje

Info

Publication number: NO304329B1
Application number: NO924240A
Authority: NO
Inventors: Xue Jun Zhang
Original assignee: Shell Int Research
Priority date: 1991-11-06
Filing date: 1992-11-04
Publication date: 1998-11-30
Also published as: CA2082138C; DE69209624D1; NO924240D0; DK0545450T3; NO924240L; EP0545450B1; JPH05223685A; JP3344742B2; MY108174A; AU656239B2; DE69209624T2; CA2082138A1; EP0545450A1; AU2814392A; US5355324A; SG45402A1; NZ245007A

Description

Denne oppfinnelse gjelder deteksjon og bestemmelse av en lekkasje fra en rørledning som fører en fluidstrøm. Rørledningen kan f .eks. være en del av et større ledningsnett for fordeling av gass eller væske eller danne en del av et anlegg for proses-sering av hydrokarboner. Generelt bør en lekkasje oppdages på et tidlig tidspunkt for å begrense eventuelle skader, særlig når antennelig fluid føres gjennom rørledningene. Videre vil for-urensning og skade på utstyr på grunn av utsluppet fluid kunne begrenses eller hindres hvis lekkasjen registreres på et tidlig tidspunkt og utbedres.

I en kjent måte å registrere lekkasje av fluid fra en rørledning på benyttes en massebalanseteknikk som innebærer måling av gjennomstrømningen inn og ut og sammenligning av disse for å kontrollere fluidmassebalansen i rørledningen.

I en annen kjent måte ligger en statistisk fordelings-vurdering til grunn for å bedømme variasjonene av fluidtrykk eller gjennomstrømning under utviklingen av en lekkasje. Denne måte er særlig rettet mot registrering av lekkasjer ved måling av trykk ved bestemte tidspunkter og på bestemte steder langs rørledningen, og måleresultatene sammenlignes med den antatt statistisk riktige fordeling. En ulempe med disse kjente måter er at det ofte fore-kommer falsk alarm selv om det ikke er noen lekkasje, og manglende indikasjon selv om en lekkasje foreligger. Særlig gjelder dette ved varierende driftsbetingelser.

I US patent nr. 4 796 466 beskrives hvordan man søker å unngå falske alarmer som lett forårsakes ved pumpestans eller inntil likevekt er oppnådd i rørledningen, ved å bruke en terskel-krets samt logiske kretser som midlertidig nullstiller eller modifiserer utgangen fra den statistikkanalysator som anvendes, inntil forholdene er stasjonære/stabile. Denne teknikk later til å være den som ligger nærmest opp til den foreliggende oppfinnelse og tjener som bakgrunn for denne, idet man har søkt å komme frem til en enda mer pålitelig måte å registrere lekkasje av fluid fra en rørledning på, helt uten de ulemper som er skissert ovenfor.

Løsningen er gitt ved den fremgangsmåte som er angitt i patentkrav 1, og en tilhørende innretning for å finne lekkasje er slik som angitt i det etterfølgende krav 11.

Således omfatter oppfinnelsens fremgangsmåte:

- måling av minst én variabel av størrelsene: fluidtrykk og fluidgjennomstrømning, mellom et første og et andre tidspunkt og ved en bestemt lokalitet i fluidstrømmen, for å tilveiebringe et datasett som angir den variable ved den bestemte lokalitet og i intervallet mellom de to tidspunkter, og - bestemmelse av en statistisk sannsynlighet for å oppnå datasettet fra målingene, og fremgangsmåten er særlig kjennetegnet ved at den statistiske sannsynlighet bestemmes både under den hypotetiske forutsetning at det ikke er og under den hypotetiske forutsetning at det er en lekkasje, og - at en av disse forutsetningene velges som den riktige hvis sannsynligheten for å oppnå datasettet fra målingene ved denne forutsetning er større enn den tilsvarende sannsynlighet for å oppnå datasettet ved den andre forutsetning.

I en foretrukket utførelsesform av oppfinnelsen måles ved to lokaliteter, slik at det etableres to datasett, og den variable måles i tidsintervallet mellom et første og et andre tidspunkt ved begge lokaliteter.

Fortrinnsvis bestemmes sannsynlighetene for å oppnå hvert datasett ved valg av en statistisk fordeling av den variable ved lokaliteten som er tilordnet datasettet under den forutsetning at ingen lekkasje forefinnes, og valg av en tilsvarende statistisk fordeling av den variable ved samme lokalitet under den forutsetning at lekkasje forefinnes, idet de statistiske fordelinger er analoge, men har forskjellige middelverdier.

En nøyaktig statistisk gjengivelse av de variable som inngår oppnås når den statistiske fordeling er gaussisk og med hovedsakelig like variansverdier.

Fortrinnsvis utføres de enkelte trinn for bestemmelse av sannsynlighetene og valg av en av de oppsatte hypoteser ved anvendelse av den såkalte Walds sannsynlighetsforholdsprøve (SPRT) slik denne beskrives i: Wald A., "Sequential analysis" Dover Publ. Inc., 1947; og i Wald A., Wolfowitz J., "Optimum character of the sequential probability ratio test", Ann. Mathematical Statistics, 19, 1948.

Den forholdsprøve som er nevnt ovenfor skal nå kort gj ennomgås og bare ved hj elp av et eksempel. For å bestemme om en lekkasje har funnet sted i et rørledningssystem som kan arbeide både under normale forhold og under lekkasjeforhold settes følgende hypoteser eller hypotetiske forutsetninger opp: hypotesen H0som angir at systemet er under normal drift, uten noen lekkasje, og

hypotesen Hxsom innebærer at systemet har en lekkasje.

Påfølgende observasj oner av minst én variabel i den gruppe av variable som består av fluidtrykket og fluidgj ennomstrømningen (pr. tidsenhet) angis som ylty2.-.-yt, hvor t indikerer hvilket nummer en bestemt sampling eller prøve har i en bestemt samplings-rekkefølge.

Antas at sannsynligheten for observasjon av en lekkasje ved ylr ...yter P0( t), dvs. en observasjon hvor hypotesen H0passer, og Px(t) når Hxpasser, beregnes ved det t-te sampletrinn:

og følgende utredes:

Hvis A(t) > A, en konstant > 0, avsluttes observasjonen og hypotese Hxaksepteres, men hvis A(t) < B, en konstant < 0, avsluttes operasjonen og hypotese H0aksepteres. Ellers fortsettes observasjonen. A og B bestemmes av en gitt feilmargin (a, p), idet: a angir sannsynligheten for falsk alarm (dvs. alarm i tilfelle det ikke er noen lekkasje), mens

P angir alarmsvikt (ingen alarm selv med lekkasje). Forholdet mellom A, B, a og p er:

Den øvre grense for a og p når A og B er konstant er:

På denne måte kan sannsynlighetene for falsk alarm og manglende alarm varieres ved å endre terskelverdiene A og B. For å velge passende verdier av A og B i praksis vil det være til-strekkelig å anta likhet mellom ligningene (2) og (3).

Når en lekkasje utvikler seg i en rørledning vil vanligvis gjennomstrømningen og trykket endre seg, og endringen vil starte ved lokaliteten for lekkasjen og bre seg utover mot både rørled-ningens utløp og innløp. Hvis man har konstante forhold før lekkasjen vil de strømningsvariable endre seg helt til en ny stabil tilstand nås. Her skal bemerkes at fluidgjennomstrømningen og trykket likevel kan ha tilfeldige fluktuasjoner innenfor visse f renser uten at dette hindrer at man kan kalle situasjonen stasjonær, så lenge de tidsvariable kan karakteriseres ved statistisk fordeling, f.eks. en gaussisk. For slike stabile strømningstil-stander kan man sette opp en hypoteseprøving på denne måte: 1) H0: Mxer gaussisk med middelverdi mxog varians a<*>.

Hx: Mxer gaussisk med middelverdi m1+Am1og varians a*. 2) H0<*>: M2er gaussisk med middelverdi m2og varians a2<2>. Hx<*>: M2er gaussisk med middelverdi m2-Am2og varians a2<2.>

I dette oppsettet betyr Mxog M2massegj ennomstrømningen ved hhv. innløp og utløp, Amxog Am2er de forventede minste end-ringer av de midlere verdier m1og m2forårsaket av lekkasjen.

Et lekkasjedeteksjonsskjerna kan settes opp ved å anvende Walds SPRT for hypoteseantakelsene H0, Hxhhv. HG<*>, Hj<*.>En lek-kas jealarm frembringes bare hvis både Hjog Hx<*>samtidig aksepteres.

For prøvingen av den ovenfor nevnte hypotese Hxi forhold til H0kan ligning (1) transformeres til enkel rekursiv form:

j-

Tilsvarende har man for prøving av hypotese Hx<*>mot H0<*>:

Ved hvert samplingstrinn t må således en beslutning tas ved å sammenligne Xx(t) og X2(t) med terskelverdiene A og B. Det er mulig å fastlegge forskjellige terskelverdier for Xx(t) og A2(t). Deteksjonsskjemaet for lekkasje slik det er satt opp ovenfor kan modifiseres for andre grensebetingelser ved å utprøve eller sample forskjellige kombinasjoner av variable.

Når først en lekkasje er registrert kan størrelsen av den antas ved å benytte en korrigert massebalanseteknikk som innebærer bestemmelse av forskjell mellom innløps- og utløpsgjen-nomstrømningen samtidig som man tar hensyn til variasjonene av fluidopptaket i rørledningen. Fluidopptaket kan bestemmes ut fra f.eks. temperatur- og trykkmålinger langs rørledningen.

Lekkasjen kan lokaliseres ved å anvende en minstekvadratsalgoritme til den stasjonære ligning som sammenbinder de målte fluidgjennomstrømninger med trykkene ved lekkasjelokaliteten. Lekkasjelokaliteten X1kan anslås ved hjelp av følgende ligning:

hvor Pxog P2er de beregnede sampelmiddelverdier langs linjen for trykkmålingene ved innløpet og utløpet,

M1og M2er de tilsvarende beregnede verdier for massegjennomstrømningen ved innløp og utløp,

L er rørledningens lengde, og

K er en konstant som bestemmes av friksjonsfaktorer, fluidtetthet og rørledningsdiamter. K kan anslås ved å benytte gjennomstrømnings- og trykkmålingene før noen lekkasje registreres.

Hvis strømningsforholdene ikke representerer noen stasjonær tilstand, f.eks. på grunn av sterkt varierende drifts-forhold vil man vanligvis ha en tidsforsinkelse mellom endringene i strømningsforholdene ved innløpet og utløpet av rørledningen. Følgende ligning kan benyttes for å beregne sannsynlighetsfor-holdet A(t) for slike ikke stasjonære dvs. dynamiske forhold:

hvor Z(t) angir forskjellen mellom gjennomstrømningen på innløpet og den tilsvarende på utløpet, idet det tas hensyn til tidsforsinkelse og massevariasjonen, dvs.

Z(t) = Mx(t) - M2(t') - AM(t), idet

t angir et første samplenummer,

t' indikerer et andre samplenummer ved den bestemte tidsforsinkelse etter det første samplenummer, og

AM(t) indikerer massevariasjonsf orholdet over tidsperi-oden mellom t og t'.

Hypoteseprøveskjemaet for lekkasjebestemmelse vil nå være: H0: Z er gaussisk og med middelverdi m og varians a<2>,

Hx: Z er gaussisk og med middelverdi m+Am og varians a<2>, hvor

m er middelforskjellen mellom gjennomstrømningen på inngang og utgang før tilstedeværelsen av en lekkasje,

Am angir den minste lekkasjegjennomstrømning som kan detekteres, og

a2 angir variansen av Z-fordelingen.

Ved hvert sampletrinn sammenlignes A.(t) med terskelver-dien A og en alarm frembringes så snart A(t) blir større eller lik A. Et tilsvarende skjema kan anvedes der hvor den målte variable er fluidtrykket, og da angir Z(t) fluidtrykket ved innløp eller utløp.

Oppfinnelsen skal nå illustreres ytterligere med følgende to eksempler:

Eksempel 1

Skjemaet med ligningene (5) og (6) ble brukt for å registrere to lekkasjer i en 100 km lang rørledning med innerdia-meter 50 cm og under drift med tilfeldig varierende trykk og gjennomstrømning. Driftsforholdene var disse:

fluid gjennom rørledningen: luft,

fluidets temperatur: 290 K,

Moodys friksjonsfaktor: 0,02,

indre massevariasjon: 50% av den gjennomsnittlige massegj ennomstrømning,

sampleintervaller: 35 s,

simuleringsperiode: 3 h,

prøvestyrke i henhold til SPRT: a = 0,05, p = 0,05, terskelverdier: A = 2,9444, B = 2,9444,

målte variable: massegjennomstrømning og trykk ved innløp og utløp.

Det gjennomsnittlige innløpstrykk var 55 bar, og det gjennomsnittlige utløpstrykk var 48 bar. Den gjennomsnittlige gjennomstrømning av masse var 29 kg/s.

En første lekkasje på 125 massegjennomstrømning ble simulert ved en lokalitet x = 20 km fra innløpet og ved tidspunktet t = 0,4 h. Lekkasjen ble detektert ved Walds sekvensielle sannsynlighetsforholdsprøve ved tidspunktet t = 1,8 h, hvilket tilsier en tidsforsinkelse for deteksjonen på 1,4 h. Etter at lekkasjen ble oppdaget (detektert) ble korrigert massebalanseteknikk basert på gjennomstrømnings- og trykkmålinger ved innløp og utløp anvendt for å anslå størrelsen av lekkasjen. Den anslåtte lekkasje i den siste sampleperiode ble funnet å være 3,13 kg/s. Siden den aktuelle lekkasje var 12%, dvs. 3,48 kg/s kan man si at estimeringsnøyaktigheten lå på 90%. Den estimerte lokalitet for lekkasjen var x = 22 km fra innløpet, bestemt ut fra en minstekvadratsalgoritme, og nøyaktigheten av denne bestemmelse var følgelig hele 98%.

En andre lekkasje på 1,1% massegjennomstrømning ble deretter simulert ved lokaliteten x=50 km fra innløpet og ved tidspunktet t = 0,4 h. Denne lekkasje ble detektert ved Walds tilsvarende prøve ved tidspunktet 2,1 h, og tidsforsinkelsen var følgelig 1,7 h. Massebalanseteknikken sviktet imidlertid ved estimatet av lekkasjestørrelsen siden lekkasjen var såvidt liten i forhold til massevariasjonene i rørledningen. Minstekvadrats-algoritmen ble også her benyttet for å lokalisere lekkasjen, og denne algoritme førte til en lokalitetsbestemmelse ved x = 55 km fra innløpet, idet nøyaktigheten av denne bestemmelse således ble 95%.

Eksempel 2

Skjemaet med ligning (8) ble anvendt for både gjennom-strømningsmålingene og trykkmålingene for å registrere fire lekkasjer som ble simulert i en 37 km lang rørledning med dia-meter 10 cm og som tjente til transport av flytende propylen ved forskjellige driftsbetingelser. Under den normale drift varierte massegjennomstrømningen mellom 200 og 320 tonn/dag, innløpstryk-ket varierte mellom 15 og 22 bar, og utløpstrykket varierte mellom 10 og 11 bar. Resultatet av lekkasjedeteksjonsskjemaet var:

Claims

1. Fremgangsmåte for deteksjon og bestemmelse av en lekkasje fra en rørledning som fører en fluidstrøm, omfattende: - måling av minst én variabel av størrelsene: fluidtrykk og fluidgjennomstrømning, mellom et første og et andre tidspunkt og ved en bestemt lokalitet i fluidstrømmen, for å tilveiebringe et datasett som angir den variable ved den bestemte lokalitet og i intervallet mellom de to tidspunkter, og - bestemmelse av en statistisk sannsynlighet for å oppnå datasettet fra målingene, KARAKTERISERT VED at den statistiske sannsynlighet bestemmes både under den hypotetiske forutsetning at det ikke er og under den hypotetiske forutsetning at det er en lekkasje, og - at en av disse forutsetningene velges som den riktige hvis sannsynligheten for å oppnå datasettet fra målingene ved denne forutsetning er større enn den tilsvarende sannsynlighet for å oppnå datasettet ved den andre forutsetning.

2. Fremgangsmåte ifølge krav 1, under den forutsetning at lokaliteten danner en første lokalitet og at datasettet danner et første datasett, KARAKTERISERT VED : - måling av den variable i tidsintervallet mellom det første og det andre tidspunkt og ved en andre lokalitet i fluid-strømmen for å tilveiebringe et andre datasett som angir den variable ved denne andre lokalitet og i samme tidsintervall, - bestemmelse av en statistisk sannsynlighet for å oppnå det andre datasett under den forutsetning at det ikke er noen lekkasje, og en tilsvarende statistisk sannsynlighet for å oppnå det andre datasett under den forutsetning at det er lekkasje, og - valg av den ene forutsetning som den riktige dersom sannsynligheten for å oppnå hvert datasett ved denne forutsetning er større enn sannsynligheten for å oppnå datasettet ved den andre forutsetning.

3. Fremgangsmåte ifølge krav 1 eller 2, KARAKTERISERT VED at bestemmelsen av sannsynlighetene for å oppnå hvert datasett omfatter valg av en statistisk fordeling av den variable ved lokaliteten som er tilordnet datasettet under den forutsetning at det ikke er noen lekkasje, og valg av en tilsvarende statistisk fordeling av den variable ved samme lokalitet under den forutsetning at det er lekkasje, idet de statistiske fordelinger er analoge, men har forskjellige middelverdier.

4. Fremgangsmåte ifølge krav 3, KARAKTERISERT VED at de statistiske fordelinger er gaussiske fordelinger med hovedsakelig samme varians.

5. Fremgangsmåte ifølge ett av kravene 1-4, KARAKTERISERT VED at den ene av de hypotetiske forutsetninger først velges som den riktige hvis forskjellen mellom sannsynligheten for å oppnå hvert datasett ved denne forutsetning og den tilsvarende sannsynlighet for den andre forutsetning overskrider en minste forskjell som står i funksjonelt forhold til en bestemt sannsynlighet for en falsk alarm.

6. Fremgangsmåte ifølge ett av kravene 1-5, KARAKTERISERT VED at den ene av de hypotetiske forutsetninger først velges som den riktige hvis forskjellen mellom sannsynligheten for å oppnå hvert datasett ved denne forutsetning og den tilsvarende sannsynlighet for den andre forutsetning overskrider en minste forskjell som står i funksjonelt forhold til en bestemt sannsynlighet for manglende alarm.

7. Fremgangsmåte ifølge ett av de foregående krav, KARAKTERISERT VED at bestemmelsen av sannsynlighetene og valget av den ene forutsetning utføres ved å anvende Walds sekvensielle sannsynlighetsforholdsprøve som definert tidligere.

8. Fremgangsmåte ifølge ett av de foregående krav, KARAKTERISERT VED generering av et signal som indikerer riktigheten av en av forutsetningene.

9. Fremgangsmåte ifølge ett av kravene 2-8, KARAK-TERISERT VED at den første lokalitet er ved et innløp av rør-ledningen, mens den andre lokalitet er ved et utløp.

10. Fremgangsmåte ifølge ett av de foregående krav, KARAKTERISERT VED at lokaliteten for en lekkasje bestemmes ved å løse den tilstandsligning som gir sammenhengen mellom den målte variable og lokaliteten, ved hjelp av en minstekvadratsalgoritme.

11. Innretning for deteksjon og bestemmelse av en lekkasje fra en rørledning som fører en fluidstrøm, omfattende: - midler for måling av minst én variabel av størrelsene: fluidtrykk og fluidgjennomstrømning, mellom et første og et andre tidspunkt og ved en bestemt lokalitet i fluidstrømmen, for å tilveiebringe et datasett som angir den variable ved den bestemte lokalitet og i intervallet mellom de to tidspunkter, og - midler for bestemmelse av en statistisk sannsynlighet for å oppnå datasettet fra målingene, KARAKTERISERT VED at midlene for bestemmelse av den statistisk sannsynlighet omfatter virkemidler for å bestemme denne statistiske sannsynlighet både under den hypotetiske forutsetning at det ikke er og under den hypotetiske forutsetning at det er en lekkasje, og at innretningen videre omfatter virkemidler for å velge en av disse forutsetningene som den riktige hvis sannsynligheten for å oppnå datasettet fra målingene ved denne forutsetning er større enn den tilsvarende sannsynlighet for å oppnå datasettet fra målingene ved den andre forutsetning.