專利名稱：：圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法
技術(shù)領(lǐng)域：
：本發(fā)明涉及一種環(huán)境監(jiān)測(cè)
技術(shù)領(lǐng)域：
的方法，具體是一種圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法。
背景技術(shù)：
：上海地區(qū)圍墾地土壤為鹽漬土土壤，是由江河搬運(yùn)泥沙與海水頂托，以及海流、潮汐、波浪等因素共同作用下的鹽漬淤泥所形成，呈條帶狀分布在沿海及河口沿江地段，在分布和形成上屬于濱海鹽土類(lèi)型。此類(lèi)型土壤堿性大，質(zhì)地粘重，有機(jī)質(zhì)含量不高，而鹽分含量很高。由于海灘開(kāi)發(fā)的特殊性，其空間分布主要受排污口、圍墾、潮灘位置和土壤粘土含量的影響，不僅空間變異大，時(shí)間上的變化也快。灘涂濕地土壤受重金屬污染十分嚴(yán)重，帶來(lái)了嚴(yán)重的生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)。土壤重金屬污染不僅影響農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展而且會(huì)導(dǎo)致環(huán)境惡化、危害人體健康。近年來(lái)土壤重金屬污染已日趨嚴(yán)重，尤其是在城市郊區(qū)的高投入的農(nóng)田，因此預(yù)測(cè)圍墾地土壤的重金屬含量對(duì)當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境監(jiān)管與治理具有極其重要的意義。圍墾地土壤重金屬的分布受到諸多因素的影B向，作為區(qū)域變量，其變異性中的確定性部分不是常量，而是隨空間分布的，因而地統(tǒng)計(jì)方法結(jié)合GIS技術(shù)在土壤重金屬污染調(diào)查預(yù)測(cè)中有廣泛的應(yīng)用。地統(tǒng)計(jì)方法(Geostistics)是根據(jù)已知采樣點(diǎn)土壤樣本的觀測(cè)數(shù)據(jù)推測(cè)其周?chē)床蓸狱c(diǎn)土壤樣本的相關(guān)特征，將不連續(xù)的點(diǎn)狀數(shù)據(jù)形成連續(xù)的面狀區(qū)域，來(lái)描述整個(gè)研究區(qū)域的土壤空間變異特征的方法。借助GIS可將土壤重金屬污染的空間分布及預(yù)測(cè)結(jié)果進(jìn)行可視化表達(dá)?，F(xiàn)有的對(duì)土壤重金屬含量的預(yù)測(cè)方法主要采用被稱為最佳線性估值過(guò)程的泛克里格法(UniversalKriging，簡(jiǎn)稱UK)。但在對(duì)具體插值模型的選擇方面，缺乏對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本觀察數(shù)據(jù)空間自相關(guān)性及向異性等空間特征的詳細(xì)分析，在選擇插值模型時(shí)對(duì)所涉及參數(shù)的確定過(guò)程討論都較為模糊，這樣極大地影響未采樣點(diǎn)土壤樣本預(yù)測(cè)結(jié)果的精度和可信度。另一方面，對(duì)大樣本的插值過(guò)程缺乏整理和篩選，特別是對(duì)離群值的分析討論及相關(guān)處理，使得預(yù)測(cè)結(jié)果的準(zhǔn)確性大打折扣。經(jīng)過(guò)對(duì)現(xiàn)有技術(shù)的檢索發(fā)現(xiàn)，劉慶等在《安全與環(huán)境學(xué)報(bào)》(2007,7(2):109-113)上發(fā)表"基于GIS的農(nóng)田土壤重金屬空間分布研究"該研究在數(shù)據(jù)預(yù)處理上僅采用對(duì)數(shù)變換，當(dāng)數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布能滿足變異函數(shù)的計(jì)算就進(jìn)行插值計(jì)算，沒(méi)有詳細(xì)分析采樣點(diǎn)土壤樣本觀測(cè)數(shù)據(jù)的空間特征，這樣在插值過(guò)程中特異值的影響比較顯著，預(yù)測(cè)結(jié)果的精度也會(huì)受到影響。由于圍墾土重金屬污染受海水侵蝕、土地利用類(lèi)型及人類(lèi)活動(dòng)的影響，其空間變異特征明顯，特別是較強(qiáng)的向異性，直接影響重金屬含量插值模型尺度及相關(guān)參數(shù)的選擇，從而也與土壤重金屬預(yù)測(cè)緊密相關(guān)。
發(fā)明內(nèi)容本發(fā)明的目的在于克服現(xiàn)有技術(shù)的不足，提出一種圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法，根據(jù)圍墾地土壤重金屬的空間變異特征，對(duì)研究對(duì)象進(jìn)行詳細(xì)的探索性空間數(shù)據(jù)分析，既充分考慮各向異性及空間自相關(guān)性的影響，又通過(guò)選擇合適的插值步長(zhǎng)來(lái)確定插值的尺度參數(shù)，合理有效地處理或去除統(tǒng)計(jì)離群值和局部離群值，以確定最佳的插值尺度等參數(shù)，從而提高圍墾地土壤中重金屬含量泛克里格插值預(yù)測(cè)的精度和準(zhǔn)確性。本發(fā)明通過(guò)以下技術(shù)方案實(shí)現(xiàn)，本發(fā)明包括如下步驟第一步、獲取待測(cè)圍墾地的采樣點(diǎn)土壤樣本。第二步、對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本中重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行數(shù)據(jù)預(yù)處理，分別獲得各土壤重金屬元素的擬插值子樣本。所述的數(shù)據(jù)預(yù)處理是指2.1)通過(guò)重金屬元素含量數(shù)值的偏峰度計(jì)算及檢驗(yàn)，考察其是否符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。，則進(jìn)行第三步操作；否則，執(zhí)行步驟2.2。所述的符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。是指重金屬元素含量數(shù)值的三階矩(gl)即偏度和四階矩(g2)也即峰度滿足如下式的條件時(shí)，表明數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布6+—1)("121;(w+lX"-2)(w+3)，g23("-1)224w("—1)("-lX"—2X"—3g^^Y(n-2X"-3)一1("-3X"-2X"+3X"+5)'式中Ua為在顯著性水平為a時(shí)的u值(查U檢驗(yàn)表可得)。2.2)計(jì)算樣本均值y、標(biāo)準(zhǔn)差o，去除區(qū)間(y-1.96o，ii+1.96o)以外的值后再次執(zhí)行步驟2.1，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。則進(jìn)行第三步，否則執(zhí)行步驟2.3。2.3)對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，再次執(zhí)行步驟2.2，其中變換后樣本的P，o需重新計(jì)算，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。則進(jìn)行第三步，否則執(zhí)行步驟2.4。2.4)對(duì)土壤樣本數(shù)據(jù)，反復(fù)執(zhí)行步驟2.3，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H則進(jìn)行第三步，否則采用Box-Cox變換后再執(zhí)行步驟2.2，當(dāng)不符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。，則所使用樣本數(shù)據(jù)不符合本專利所述的克里格插值的基本要求，停止計(jì)算重新采集待測(cè)圍墾地的采樣點(diǎn)土壤樣本，否則執(zhí)行第三步。所述的Box-Cox變換是指%'(/1)=義lnZ義#0義=0其中X表示原樣本，A是一個(gè)待定變換參數(shù)。針對(duì)不同的A包括對(duì)數(shù)變換(入=0)、平方根變換(A=0.5)或倒數(shù)變換(A=-1)。第三步、對(duì)擬插值子樣本進(jìn)行探索性空間數(shù)據(jù)分析處理，獲得采樣點(diǎn)土壤樣本的各向異性參數(shù)、步長(zhǎng)和步數(shù)。所述的探索性空間數(shù)據(jù)分析處理是指63.1)計(jì)算擬插值子樣本不同步長(zhǎng)，即土壤樣本點(diǎn)之間的距離下的半變異函數(shù)c所述的半變異函數(shù)具體是指<formula>formulaseeoriginaldocumentpage7</formula>其中:區(qū)域化變量Z(X)在點(diǎn)Xi和Xi+h處的值Z(Xi)與Z(Xi+h)差的方差的為區(qū)域化變量Z(Xi)的半變異函數(shù)，即半方差函數(shù)。3.2)分析半方差函數(shù)計(jì)算結(jié)果并將其中局域離群值及其所對(duì)應(yīng)的采樣點(diǎn)剔除；所述的局域離群值是指采用給定步長(zhǎng)l，將所有點(diǎn)對(duì)距離h的集合分為n組，若半方差值高于ym+2.33。m(iim，om分別為第m步時(shí)半方差值樣本的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，m=1，2，…，n)，則記為離群半方差，并記錄相應(yīng)的點(diǎn)對(duì)；當(dāng)n組離群半方差的相應(yīng)點(diǎn)對(duì)中的一個(gè)點(diǎn)與5個(gè)以上離群半方差有關(guān)且這類(lèi)點(diǎn)的個(gè)數(shù)小于總樣本數(shù)的5%，那么這些點(diǎn)就被認(rèn)為是離群值。否則就不認(rèn)為是局域離群值。第四步、對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行函數(shù)擬合，獲得適用于重金屬元素含量插值的理論半方差函數(shù)模型，具體包括以下步驟4.1)選擇半方差函數(shù)模型中一種模型(如球狀模型)，基于最小塊金效應(yīng)原則，分別計(jì)算分析不同步長(zhǎng)所對(duì)應(yīng)的基臺(tái)值與塊金值，通過(guò)繪制基臺(tái)值-步長(zhǎng)曲線和塊金效應(yīng)-步長(zhǎng)曲線，將基臺(tái)值平穩(wěn)區(qū)間內(nèi)的塊金效應(yīng)達(dá)到最小值時(shí)的步長(zhǎng)作為插值的參數(shù)。4.2)針對(duì)半方差函數(shù)模型的圓形模型、球狀模型、四球模型、五球模型、指數(shù)模型、高斯模型等六種理論模型，選取插值獲得的均方根誤差(RMSE)最接近于0和均方根標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)誤差(RMSSE)最接近于1的模型，由此獲得最優(yōu)的重金屬元素含量空間插值模型。<table>tableseeoriginaldocumentpage7</column></row><table>所述的及<formula>formulaseeoriginaldocumentpage8</formula>其中z(Xi)為位置Xi處的實(shí)測(cè)值，W(Xi)為位置Xi處的估計(jì)值。第五步、空間變異預(yù)測(cè)結(jié)果分布圖的繪制根據(jù)重金屬元素含量數(shù)值插值模型和采樣點(diǎn)土壤樣本的擬插值對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行克里格插值，獲得土壤重金屬含量的空間變異分布圖。同時(shí)隨機(jī)選取10%該采樣點(diǎn)土壤樣本中的重金屬元素進(jìn)行交叉驗(yàn)證，即通過(guò)插值模型計(jì)算其預(yù)測(cè)值，獲得隨機(jī)校驗(yàn)均方根誤差和隨機(jī)校驗(yàn)均方根標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)誤差。本發(fā)明通過(guò)對(duì)圍墾地土壤重金屬樣本數(shù)據(jù)空間變異特征的深入分析，獲得擬插值樣本數(shù)據(jù)及插值模型，并通過(guò)插值生成土壤重金屬因子的空間變異分布圖。結(jié)合相應(yīng)的土壤重金屬的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，可對(duì)圍墾地土壤重金屬含量的空間狀況進(jìn)行評(píng)價(jià)。圖l為本發(fā)明步驟示意圖。圖2實(shí)施例1中砷插值的半方差云圖。圖3實(shí)施例1中砷的半變異云圖在剔除離群值前后的變化；其中圖3(a)為未剔除離群值的半變異云圖，圖3(b)為剔除離群值的半變異云圖。圖4實(shí)施例1中不同尺度下砷的變異性；其中圖4(a)為大尺度下半方差表面圖，圖4(b)為小尺度下半方差表面圖。圖5實(shí)施例i中砷的空間變異參數(shù)與研究尺度的關(guān)系；其中圖5(a)為步長(zhǎng)與塊金效應(yīng)的關(guān)系圖，圖5(b)為步長(zhǎng)與基臺(tái)值的關(guān)系圖。圖6實(shí)施例2中土壤砷的預(yù)測(cè)結(jié)果圖。圖7實(shí)施例2中銅插值半方差云圖。圖8實(shí)施例2中銅的半變異云圖在剔除離群值前后的變化；其中圖8(a)為實(shí)施例2中未剔除離群值的半變異云圖，圖8(b)為實(shí)施例2中剔除離群值的半變異云圖。圖9實(shí)施例2中不同尺度下觀察銅的變異性；其中圖9(a)為實(shí)施例2大尺度下半方差表面圖，圖9(b)為實(shí)施例2小尺度下半方差表面圖。圖10實(shí)施例2中銅的空間變異參數(shù)與研究尺度的關(guān)系；其中圖10(a)為步長(zhǎng)與塊金效應(yīng)的關(guān)系圖，圖10(b)為步長(zhǎng)與基臺(tái)值的關(guān)系圖。圖11實(shí)施例2中土壤銅的預(yù)測(cè)結(jié)果圖。具體實(shí)施例方式下面結(jié)合附圖對(duì)本發(fā)明的實(shí)施案例作詳細(xì)說(shuō)明本實(shí)施案例在以本發(fā)明技術(shù)方案為前提下進(jìn)行實(shí)施，給出了詳細(xì)的實(shí)施方式和具體的操作過(guò)程，但本發(fā)明的保護(hù)范圍不限于下述的實(shí)施例。實(shí)施例1:如圖1所示，本實(shí)施包括以下步驟第一步、獲取上海崇明島地區(qū)圍墾地采樣點(diǎn)土壤樣本的重金屬砷的含量；第二步、對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本中重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行數(shù)據(jù)預(yù)處理，分別獲得各土壤重金屬元素的擬插值子樣本。所述的數(shù)據(jù)預(yù)處理是指2.1)通過(guò)重金屬元素含量數(shù)值的偏峰度計(jì)算及檢驗(yàn)，考察其是否符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。，則進(jìn)行第三步操作；否則，執(zhí)行步驟2.2。所述的符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。是指重金屬元素含量數(shù)值的三階矩(gl)即偏度和四階矩(g2)也即峰度滿足如下式的條件時(shí)，表明數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布<formula>formulaseeoriginaldocumentpage9</formula>式中Ua為在顯著性水平為a時(shí)的u值(查U檢驗(yàn)表可得)。2.2)計(jì)算樣本均值y、標(biāo)準(zhǔn)差o，去除區(qū)間(y-1.96o，ii+1.96o)以外的值后再次執(zhí)行步驟2.1，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。則進(jìn)行第三步，否則執(zhí)行步驟2.3。2.3)對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，再次執(zhí)行步驟2.2，其中變換后樣本的P，o需重新計(jì)算，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。則進(jìn)行第三步，否則執(zhí)行步驟2.4。2.4)對(duì)土壤樣本數(shù)據(jù)，反復(fù)執(zhí)行步驟2.3，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件&則進(jìn)行第三步，否則采用Box-Cox變換后再執(zhí)行步驟2.2，當(dāng)不符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。，則所使用樣本數(shù)據(jù)不符合本專利所述的克里格插值的基本要求，停止計(jì)算重新采集待測(cè)圍墾地的采樣點(diǎn)土壤樣本，否則執(zhí)行第三步。所述的Box-Cox變換是指<formula>formulaseeoriginaldocumentpage9</formula>其中X表示原樣本，A是一個(gè)待定變換參數(shù)。針對(duì)不同的A包括對(duì)數(shù)變換(入=0)、平方根變換(A=0.5)或倒數(shù)變換(A=-1)。如圖2、圖3和圖4所示，第三步、對(duì)擬插值子樣本進(jìn)行探索性空間數(shù)據(jù)分析處理，獲得采樣點(diǎn)土壤樣本的各向異性參數(shù)、步長(zhǎng)和步數(shù)。所述的探索性空間數(shù)據(jù)分析處理是指3.1)計(jì)算擬插值子樣本不同步長(zhǎng)，即土壤樣本點(diǎn)之間的距離下的半變異函數(shù)。所述的半變異函數(shù)具體是指<formula>formulaseeoriginaldocumentpage10</formula>其中:區(qū)域化變量Z(X)在點(diǎn)Xi和Xi+h處的值Z(Xi)與Z(Xi+h)差的方差的為區(qū)域化變量Z(Xi)的半變異函數(shù)，即半方差函數(shù)。3.2)分析半方差函數(shù)計(jì)算結(jié)果并將其中局域離群值及其所對(duì)應(yīng)的采樣點(diǎn)剔除；所述的局域離群值是指采用給定步長(zhǎng)l，將所有點(diǎn)對(duì)距離h的集合分為n組，若半方差值高于ym+2.33。m(iim，om分別為第m步時(shí)半方差值樣本的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，m=1，2，…，n)，則記為離群半方差，并記錄相應(yīng)的點(diǎn)對(duì)；當(dāng)n組離群半方差的相應(yīng)點(diǎn)對(duì)中的一個(gè)點(diǎn)與5個(gè)以上離群半方差有關(guān)且這類(lèi)點(diǎn)的個(gè)數(shù)小于總樣本數(shù)的5%，那么這些點(diǎn)就被認(rèn)為是離群值。否則就不認(rèn)為是局域離群值。如圖4和圖5所示，第四步、對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行函數(shù)擬合，獲得適用于重金屬元素含量插值的理論半方差函數(shù)模型，具體包括以下步驟4.1)選擇半方差函數(shù)模型中一種模型(如球狀模型)，基于最小塊金效應(yīng)原則，分別計(jì)算分析不同步長(zhǎng)所對(duì)應(yīng)的基臺(tái)值與塊金值，通過(guò)繪制基臺(tái)值-步長(zhǎng)曲線和塊金效應(yīng)-步長(zhǎng)曲線，將基臺(tái)值平穩(wěn)區(qū)間內(nèi)的塊金效應(yīng)達(dá)到最小值時(shí)的步長(zhǎng)作為插值的參數(shù)。4.2)針對(duì)半方差函數(shù)模型的圓形模型、球狀模型、四球模型、五球模型、指數(shù)模型、高斯模型等六種理論模型，選取插值獲得的均方根誤差(RMSE)最接近于0和均方根標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)誤差(RMSSE)最接近于1的模型，由此獲得最優(yōu)的重金屬元素含量空間插值模型。表六種理論模型名稱函數(shù)(0<A<a)特點(diǎn)圓形模型球狀模型四球模型<formula>formulaseeoriginaldocumentpage10</formula>描述兩個(gè)平面圓上泊松過(guò)程中點(diǎn)的隨機(jī)分布密度。描述三維體上的變異，常用于土壤調(diào)查。由球狀模型推廣，描述四維體上的變異。五球模型15A蘭O，〕由球狀模型推廣，描述五維體上的變異。指數(shù)模型高斯模型4—。l-e—樸l一e哲更接近空間變異的本質(zhì)，一階自回歸和馬爾可夫過(guò)程的變異函數(shù)。在X—0時(shí)出現(xiàn)反曲率變異，斜率一ft出現(xiàn)克里格預(yù)測(cè)不穩(wěn)定性。式中c。表示塊金方差(間距為0時(shí)的半方差)，C為結(jié)構(gòu)方差，C。+C為基臺(tái)值(半方差函數(shù)隨間距遞增到一定程度后出現(xiàn)的平穩(wěn)值)，a為變程(半方差達(dá)到基臺(tái)值的樣本間距)。如球狀模型，a表示觀測(cè)點(diǎn)之間的最大相關(guān)距離，而高斯模型的最大相關(guān)距離為(3)力a，指數(shù)模型的最大相關(guān)距離為3a。所述的及MS五-J丄t[z(x,)-，酉鵬=<formula>formulaseeoriginaldocumentpage11</formula>其中z(Xi)為位置Xi處的實(shí)測(cè)值，W(Xi)為位置Xi處的估計(jì)值。第五步、空間變異預(yù)測(cè)結(jié)果分布圖的繪制根據(jù)重金屬元素含量數(shù)值插值模型和采樣點(diǎn)土壤樣本的擬插值對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行克里格插值，獲得土壤重金屬含量的空間變異分布圖。同時(shí)隨機(jī)選取10%該采樣點(diǎn)土壤樣本中的重金屬元素進(jìn)行交叉驗(yàn)證，即通過(guò)插值模型計(jì)算其預(yù)測(cè)值，獲得隨機(jī)校驗(yàn)均方根誤差和隨機(jī)校驗(yàn)均方根標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)誤差。如圖6所示，為本實(shí)施例最終獲得的重金屬各指標(biāo)的空間變異分布圖。表l砷交叉驗(yàn)證插值結(jié)果誤差分析表<table>tableseeoriginaldocumentpage11</column></row><table>…注表1中SourCe_ID為采樣點(diǎn)的代碼，As的實(shí)測(cè)值為該點(diǎn)上砷的實(shí)際測(cè)量值，As的預(yù)測(cè)值為經(jīng)過(guò)插值以后的所得的預(yù)測(cè)值，As的誤差為實(shí)測(cè)值與預(yù)測(cè)值之間的誤差。實(shí)施例2:如圖1所示，本實(shí)施例包括以下步驟第一步、獲取上海崇明島地區(qū)圍墾地采樣點(diǎn)土壤樣本的重金屬銅的含量；第二步、數(shù)據(jù)預(yù)處理對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本重金屬銅的數(shù)據(jù)進(jìn)行偏峰度檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果為a=0.01水平，表示拒絕標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布假設(shè)，然后對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。變換后再進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果仍不服從正態(tài)分布，再進(jìn)行二次對(duì)數(shù)變換，變換后得到擬插值的數(shù)據(jù)。第三步、探索性空間數(shù)據(jù)分析通過(guò)計(jì)算兩點(diǎn)之間的半變異函數(shù)，生成半變異函數(shù)云圖，如圖7所示。對(duì)重金屬元素含量數(shù)值半變異函數(shù)云圖進(jìn)行仔細(xì)觀察，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)集中空間自相關(guān)的局部特征并查找離群值。結(jié)合第一步的統(tǒng)計(jì)分析特征，確定并剔除離群值，如圖8所示。通過(guò)對(duì)變異函數(shù)云圖的觀察分析獲得數(shù)據(jù)的向異性、周期性等空間分布狀況及相關(guān)參數(shù)，如圖io所示。第四步、重金屬元素含量數(shù)值各向異性建模利用最小塊金效應(yīng)原則在一定的步數(shù)條件下，分別繪制基臺(tái)值_步長(zhǎng)、塊金效應(yīng)_步長(zhǎng)曲線，獲得重金屬元素含量數(shù)值插值模型。如圖11所示。觀察在基臺(tái)值平穩(wěn)區(qū)間內(nèi)的塊金效應(yīng)達(dá)到最小值時(shí)的步長(zhǎng)，以此作為插值的參數(shù)。在20米的步數(shù)下，選擇的步長(zhǎng)為1750米。其他參數(shù)分別為偏基臺(tái)值為0.01067;塊金值為0.030159;塊金效應(yīng)為0.378542;變異角度為東北偏東10度；基臺(tái)值為0.082118。第五步、空間變異預(yù)測(cè)結(jié)果分布圖的繪制根據(jù)均方根誤差和均方根標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)誤差，選取10%的采樣點(diǎn)土壤樣本對(duì)其進(jìn)行交叉驗(yàn)證，重金屬元素銅插值所選用的模型為高斯模型。得出克里格插值的平均誤差為9，未經(jīng)探索性空間數(shù)據(jù)分析的克里格插值的平均誤差為9.994564。所以在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行插值時(shí)，本實(shí)施例的準(zhǔn)確性要優(yōu)于未經(jīng)過(guò)探索性空間分析的方法。然后，根據(jù)所選模型的插值結(jié)果，借助GIS獲得圍墾地土壤重金屬各指標(biāo)的空間變異分布圖。如圖9和圖11所示，為本實(shí)施例最終獲得的重金屬各指標(biāo)的空間變異分布圖。表2銅交叉驗(yàn)證插值結(jié)果誤差分析表<table>tableseeoriginaldocumentpage12</column></row><table>注表2中SourceJD為采樣點(diǎn)的代碼，Cu的實(shí)測(cè)值為該點(diǎn)上砷的實(shí)際測(cè)量值，Cu的預(yù)測(cè)值為經(jīng)過(guò)插值以后的所得的預(yù)測(cè)值，Cu的誤差為實(shí)測(cè)值與預(yù)測(cè)值之間的誤差。權(quán)利要求一種圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法，其特征在于，包括如下步驟第一步、獲取待測(cè)圍墾地的采樣點(diǎn)土壤樣本；第二步、對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本中重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行數(shù)據(jù)預(yù)處理，分別獲得各土壤重金屬元素的擬插值子樣本；第三步、對(duì)擬插值子樣本進(jìn)行探索性空間數(shù)據(jù)分析處理，獲得采樣點(diǎn)土壤樣本的各向異性參數(shù)、步長(zhǎng)和步數(shù)；第四步、對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行函數(shù)擬合，獲得適用于重金屬元素含量插值的理論半方差函數(shù)模型；第五步、空間變異預(yù)測(cè)結(jié)果分布圖的繪制。2.根據(jù)權(quán)利要求1所述的圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法，其特征是，所述的數(shù)據(jù)預(yù)處理是指2.1)通過(guò)重金屬元素含量數(shù)值的偏峰度計(jì)算及檢驗(yàn)，考察其是否符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件I當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。，則進(jìn)行第三步操作；否則，執(zhí)行步驟2.2;2.2)計(jì)算樣本均值y、標(biāo)準(zhǔn)差o，去除區(qū)間(y-1.96o，ii+1.96o)以外的值后再次執(zhí)行步驟2.1，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。則進(jìn)行第三步，否則執(zhí)行步驟2.3;2.3)對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，再次執(zhí)行步驟2.2，其中變換后樣本的P，o需重新計(jì)算，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。則進(jìn)行第三步，否則執(zhí)行步驟2.4;2.4)對(duì)土壤樣本數(shù)據(jù)，反復(fù)執(zhí)行步驟2.3，當(dāng)符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。則進(jìn)行第三步，否則采用Box-Cox變換后再執(zhí)行步驟2.2，當(dāng)不符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。，則所使用樣本數(shù)據(jù)不符合本專利所述的克里格插值的基本要求，停止計(jì)算重新采集待測(cè)圍墾地的采樣點(diǎn)土壤樣本，否則執(zhí)行第三步。3.根據(jù)權(quán)利要求2所述的圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法，其特征是，所述的符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布條件H。是指重金屬元素含量數(shù)值的三階矩gp即偏度和四階矩g2滿足如下式的條件時(shí)，表明數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布<formula>formulaseeoriginaldocumentpage2</formula>式中u。為在顯著性水平為a時(shí)的u值。4.根據(jù)權(quán)利要求2所述的圍墾地土壤中重金屬含j征是，所述的Box-Cox變換是指:的空間變異分布圖生成方法，其特<formula>formulaseeoriginaldocumentpage3</formula>其中X表示原樣本，A是一個(gè)待定變換參數(shù)，針對(duì)不同的A包括當(dāng)A=0時(shí)為對(duì)數(shù)變換；當(dāng)A=0.5時(shí)為平方根變換；當(dāng)A=-1時(shí)為倒數(shù)變換。5.根據(jù)權(quán)利要求1所述的圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法，其特征是，所述的探索性空間數(shù)據(jù)分析處理是指`3.1)計(jì)算擬插值子樣本不同步長(zhǎng)，即土壤樣本點(diǎn)之間的距離下的半變異函數(shù)您)<formula>formulaseeoriginaldocumentpage3</formula>其中區(qū)域化變量Z(x)在點(diǎn)&和Xi+h處的值Z(Xi)與ZOq+h)差的方差的一半為區(qū)域化變量Z(Xi)的半變異函數(shù)，即半方差函數(shù)；3.2)分析半方差函數(shù)計(jì)算結(jié)果并將其中局域離群值及其所對(duì)應(yīng)的采樣點(diǎn)剔除。6.根據(jù)權(quán)利要求1所述的圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法，其特征是，所述的局域離群值是指采用給定步長(zhǎng)l，將所有點(diǎn)對(duì)距離h的集合分為n組，當(dāng)半方差值高于ym+2.33om，其中ym和om分別為第m步時(shí)半方差值樣本的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，m=1，2，…，n，則記為離群半方差，并記錄相應(yīng)的點(diǎn)對(duì)；當(dāng)n組離群半方差的相應(yīng)點(diǎn)對(duì)中的一個(gè)點(diǎn)與5個(gè)以上離群半方差有關(guān)且這類(lèi)點(diǎn)的個(gè)數(shù)小于總樣本數(shù)的5%，那么這些點(diǎn)就被認(rèn)為是離群值，否則就不認(rèn)為是局域離群值。7.根據(jù)權(quán)利要求1所述的圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法，其特征是，所述的第四步具體包括以下步驟4.1)選擇半方差函數(shù)模型中的一種，基于最小塊金效應(yīng)原則分別計(jì)算分析不同步長(zhǎng)所對(duì)應(yīng)的基臺(tái)值與塊金值，通過(guò)繪制基臺(tái)值_步長(zhǎng)曲線和塊金效應(yīng)_步長(zhǎng)曲線，將基臺(tái)值平穩(wěn)區(qū)間內(nèi)的塊金效應(yīng)達(dá)到最小值時(shí)的步長(zhǎng)作為插值的參數(shù)；4.2)針對(duì)半方差函數(shù)模型，選取插值獲得的均方根誤差最接近于0和均方根標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)誤差最接近于1的模型，由此獲得最優(yōu)的重金屬元素含量空間插值模型，所述均方根誤差為<formula>formulaseeoriginaldocumentpage3</formula>所述均方根標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)誤差為<formula>formulaseeoriginaldocumentpage3</formula>其中Z(Xi)為位置Xi處的實(shí)測(cè)值，Z*(Xi)為位置Xi處的估計(jì)值。8.根據(jù)權(quán)利要求1所述的圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法，其特征是，所述的第五步具體包括以下步驟根據(jù)重金屬元素含量數(shù)值插值模型和采樣點(diǎn)土壤樣本的擬插值對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行克里格插值，獲得土壤重金屬含量的空間變異分布圖，同時(shí)隨機(jī)選取10%該采樣點(diǎn)土壤樣本中的重金屬元素進(jìn)行交叉驗(yàn)證，即通過(guò)插值模型計(jì)算其預(yù)測(cè)值，獲得隨機(jī)校驗(yàn)均方根誤差和隨機(jī)校驗(yàn)均方根標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)誤差。全文摘要一種環(huán)境監(jiān)測(cè)
技術(shù)領(lǐng)域：
的圍墾地土壤中重金屬含量的空間變異分布圖生成方法，包括獲取待測(cè)圍墾地的采樣點(diǎn)土壤樣本；對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本中重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行數(shù)據(jù)預(yù)處理，分別獲得各土壤重金屬元素的擬插值子樣本；對(duì)擬插值子樣本進(jìn)行探索性空間數(shù)據(jù)分析處理，獲得采樣點(diǎn)土壤樣本的各向異性參數(shù)、步長(zhǎng)和步數(shù)；對(duì)采樣點(diǎn)土壤樣本重金屬元素含量數(shù)值進(jìn)行函數(shù)擬合，獲得適用于重金屬元素含量插值的理論半方差函數(shù)模型；空間變異預(yù)測(cè)結(jié)果分布圖的繪制。本發(fā)明所得分布圖能夠?qū)鷫ǖ赝寥乐亟饘俸康目臻g狀況進(jìn)行準(zhǔn)確評(píng)價(jià)。文檔編號(hào)G06F19/00GK101718775SQ20091019866公開(kāi)日2010年6月2日申請(qǐng)日期2009年11月12日優(yōu)先權(quán)日2009年11月12日發(fā)明者周培,徐敬敬,曹杰君,申廣榮,錢(qián)振華申請(qǐng)人:上海交通大學(xué)