1999-2013年重庆市土地持续利用与生态环境协调发展耦合性分析     

伦丹  周文佐  苏维词 《中国岩溶》2016,35(4):453-459

采用主成分分析法并结合SPSS,对1999-2013年重庆市土地持续利用与生态环境的耦合关系进行分析,研究结果表明:1999-2013年土地持续利用指数逐年递增,土地开发利用强度逐年不断加大,城镇化大规模的建设是土地利用强度升高的主要原因;生态环境质量除了在2000-2004年生态环境指数呈“V”字型发展之外,总体呈上升态势发展;重庆市土地持续利用与生态环境耦合发展度由0.387 4（轻度失调衰退土地利用损益型）上升至0.754 0（中级协调发展经济主导型）,但2011年情况有所变化,土地持续利用指数首次低于生态环境指数,耦合发展基本类型由生态主导型转向经济主导型发展,经济发展方式由土地利用制约型演变为生态环境制约型,生态环境效益滞后于土地资源经济效益。土地资源总体利用水平提高和生态环境改善的双重作用是耦合关系由失调发展转化为协调发展的主要原因。现阶段应坚持土地资源集约利用与保护并举,优化经济结构与技术创新齐下,发展循环经济和清洁能源,维系相对稳定的生态环境运行机制,确保重庆市土地资源可持续利用。   相似文献   

基于RSEI的库车县林果特色种植区生态环境质量时空变化分析研究     

《新疆地质》2020,(2)

快速准确地掌握某一地区生态环境质量及变化分布对区域生态环境监测与治理、优化土地利用结构、合理配置利用土地资源等问题具重要参考价值。以库车县林果特色种植区2009、2019年2期遥感影像为基础,采用新型遥感生态指数RSEI评价模型,定量地对区内生态环境质量时空变化进行快速评价及分析。结果表明:基于湿度、绿度、干度和热度4个自然指标建立的RSEI指数可快速较好地反映库车县林果特色种植区生态环境质量状况及时空变化。2009—2019年,库车县林果特色种植区生态环境质量总体正向着好的方向发展,但生态环境质量"不变"的区域仍居于主导地位,且生态环境质量变好的区域远大于生态环境质量恶化区域。土地利用变化对生态环境质量影响呈改善与恶化并存趋势,但改善明显大于恶化。  相似文献   

基于生态环境状况指数的兰州市生态环境质量评价          下载免费PDF全文

何正枫  李进喜  梁靓  王明明 《甘肃地质》2022,(3):73-79

为评价兰州市的生态保持和恢复情况,本文以兰州市地理数据库、遥感影像、行政区划数据为基础,依托遥感数据处理技术手段重点对兰州市植被、水域、农田、建筑用地、大气环境等生态因素进行监测和评价,并形成城市生态环境定期监测,为政府部门制定生态环境决策提供依据。对兰州市2018—2020年生态环境状况进行评价与分析,结果显示：监测期间兰州市生态环境指数由42. 47增长到46. 78,兰州市环境质量有逐渐变好的趋势;生物丰度、植被覆盖、水网密度值都得到了提升;污染负荷指数则呈现小幅度下降的趋势,表明兰州市环境污染得到了一定的改善。  相似文献   

基于栅格空间信息定量化的湖南西部地区生态环境综合评价   总被引：18，自引：0，他引：18  

谢炳庚  李晓青  吕辉红  贺曲夫 《冰川冻土》2002,24(4):438-443

以湖南西部地区为研究区域,采用遥感影像作为主要数据源,针对区域主要生态问题,利用栅格数据结构为主的数字环境模型,建立了生态环境质量综合评价模型. 对区域生态环境质量的空间分异格局进行了研究,通过将评价结果与数字高程模型迭加分析,研究了生态环境质量的垂直地带性分布规律,探索适合以山高坡陡为主要地貌特征的山区生态评价方法,结果显示,湖南西部地区生态环境综合指数呈正态分布,大部分地区环境质量属一般. 总体环境状况东南部好于西北部,河谷盆地优于山地. 研究表明,利用遥感和地理信息系统技术进行区域生态环境评价,具有数据采集快速、客观,评价和制图自动化,评价结果空间定位精度高,直观性与实用性强等优点.  相似文献   

济南市土地利用现状探析     

安科  郑聪 《山东地质》2012,(5):60-62

利用综合分析、综合指数、文献资料等方法对济南市土地利用现状进行了分析,研究结果表明,济南市的土地利用和土地资源集约处于发展期;土地资源生态质量处于发展衰退期,由于经济的高速发展,土地生态资源遭到了一定的破坏;土地资源和土地利用综合指数都较前几年有明显提高,土地集约处于发展提高期,反映土地集约程度显著提高和改善。  相似文献   

兰州市生态环境评价与预测          下载免费PDF全文

梁靓  柴永宁  李进喜  何正枫 《甘肃地质》2023,(4):59-65

遥感生态指数能对区域环境进行快速监测和评价,可实现对区域生态环境变化的可视化、时空分析及变化趋势预测。为评价兰州市生态红线保护区的生态保持和恢复情况,本文以兰州市2014—2017年的数据为研究对象,研究了兰州市在未划定生态红线保护区前的生态环境状况;又以兰州市生态红线保护区划定年2018年为起始,研究了兰州市2018—2021年的生态质量,计算结果显示,未划定生态红线保护区前,兰州市生态归一化指数均值为0． 34,系统较稳定,环境整体质量较差;2018年以来,兰州市生态归一化指数均值为0． 36,环境整体质量仍然处于较差的水平,但是生态系统的变化开始变得剧烈且往好的方向发展。通过构建灰度理论模型分析发现,兰州市未来几年内环境质量不断好转,预计2023年生态质量评级达到良好。  相似文献   

耦合遥感生态指数模型的山西省及规划矿区生态环境评价     

季翔林  阎跃观  郭伟  滕永佳  赵传武 《煤田地质与勘探》2023,51(3):103-112

生态环境质量是评价宜居水平的重要指标,定量评价区域生态环境质量的变化规律可为地区生态环境保护和治理提供科学依据。以我国山西省及其规划矿区为研究区域,基于谷歌地球引擎(Google Earth Engine,GEE)平台和生态系统服务和权衡的综合评估(Integrated Valuation of Ecosystem Services and Tradeoffs,InVEST)模型,在原有的遥感生态指数(Remote Sensing Ecology Index,RSEI)加入植被净初级生产力(Net Primary Productivity,NPP)和生境质量(Habitat Quality,HQ),分别用来表征碳汇水平和生境适宜度水平。选取2000—2018年有代表性的3个年份进行分析,通过构建基于耦合NPP、HQ和RSEI的新型遥感生态指数模型(NH-RSEI),评价山西省生态环境质量的时空异质性,并结合缓冲区分析法、驱动力分析法,对规划矿区的环境变化进行分析。研究表明：2000—2018年,山西省的整体生态水平处于中等偏下但有所改善,改善程度要小于矿区;晋东部的矿区生态环境处于中等...  相似文献   

湖南典型贫困区土地生态状况评估与障碍因子诊断----以平江县为例     

刘师师  秦建新  麻战洪 《江苏地质》2018,42(4):694-700

利用遥感、DEM、基础地理信息、土地利用变更调查、社会经济统计等各类数据和专题图件,以平江县为例,构建湖南典型贫困区土地生态状况综合评估体系,对平江县土地生态状况进行综合评估,并计算各个元指标障碍度。结果表明,平江土地生态质量总体较好,大部分地区表现为优良状态,土地生态质量空间差异性较大,在空间上呈现北低南高、西低东高的趋势。影响平江县和各个乡镇土地生态状况的主要障碍因子为湿地比例、林地年退化率、土地利用类型多样性指数、耕地比例、植被覆盖度,个别乡镇的主要障碍因子还包括水面比例和人口密度。通过对平江县土地生态状况进行综合评估与分析,寻找影响其土地生态健康发展的主要障碍因子,提出相关建议,以实现土地可持续利用,为湖南典型贫困区土地生态状况评估提供科学研究方法。  相似文献   

新疆则克台堰塞湖地区生态环境质量变化分析     

宋茜茜  郑艺  李通  薛磊  张丽 《新疆地质》2019,(1):134-137

利用遥感影像,结合地形、气象及土壤质量等数据,基于综合指数法,分析了2000—2014年则克台堰塞湖地区生态环境质量及其变化情况。结果表明:(1)近15年,则克台堰塞湖地区生态环境质量一般,总体呈下降趋势,生态环境质量下降区域随时间由研究区东北部向西南部迁移;(2)滑坡泥石流等地质灾害为该地区生态环境质量变差的主要原因;(3)该地区生态环境在遭到破坏后,通过自我调节或可在3年内得到明显改善。本文依据则克台堰塞湖地区生态环境背景建立了适用于当地的生态环境质量评价指标体系,为生态环境修复及防灾救灾提供理论依据。  相似文献   

西北干旱区城市土地利用变化及其区域生态环境效应——以甘肃河西地区为例   总被引：57，自引：0，他引：57  

李晓文  方创琳  黄金川  毛汉英 《第四纪研究》2003,23(3):280-290

基于高分辨率土地利用/土地覆盖数据,本文对1985～2000年期间河西地区城市土地利用变化的区域生态环境效应进行了定量分析,结果表明:1)1985～2000年期间河西地区总体生态环境质量在一定程度上维持着相对稳定,但生态环境质量改善和恶化的两种趋势并存,并在县级行政单元上表现出明显的区域分异特征,城市用地变化对区域生态环境的影响总体而言不显著;2)整个河西地区城市用地增长缓慢,表明其城市化进程缓慢.与城市用地变化有关的土地利用类型也多分布在金昌、嘉峪关、张掖、武威和酒泉5个地级市所在地区,表明这些区域的城市化过程相对活跃;3)城市用地变化对生态环境影响的空间规律表现为:使生态环境原本较差的地区生态环境质量有所增加,而使生态环境质量较好的地区生态环境质量降低;4)城镇用地与工矿用地对区域生态环境的影响表现出与城市用地总体基本一致的规律,但农村居民点则对生态环境正、负两方面影响都较为显著;5)城市用地扩展对区域生态环境的影响也体现出与城市用地总体类似的区域分异特征;而城市用地收缩的影响则与此趋势相反.  相似文献   

绿洲防护林系统的最优控制模式及其应用研究   总被引：3，自引：0，他引：3  

李自珍  程国栋  惠苍 《地球科学进展》2002,17(1):27-32

以河西地区绿洲防护林系统为研究对象，分析了防护林资源分布的时空特征及建群种的增长动态，运用生物控制理论，构建了防护林区生物资源管理的最大持续产量模型、生态经济意义下的最优控制模型及多资源种群控制模型。根据有关模型和试验观测结果，确定了防护林建群种的资源保护指标、生态经济意义下的最优种群水平和人工调控措施。该防护林主要建群种二白杨胸径的保护指标为 k/2＝18．22cm，在不同成本与价格比下计算了主要建群种二白杨胸径指标的个最优控制量。估算了防护林系统的生态需水量，其中农田生态需水量为 1 796 m³/hm²，固沙林和阻沙防护林生态需水量为57 100m³/hm²，并提出了相应的持续发展对策。  相似文献   

A distribution-free alternative to least-squares regression and its application to Rb/Sr isochron calculations     

Raymond G. Vugrinovich 《Mathematical Geology》1981,13(5):443-454

A distribution-free estimator of the slope of a regression line is introduced. This estimator is designated S_m and is given by the median of the set of n(n – 1)/2 slope estimators, which may be calculated by inserting pairs of points (X _i, Y_i)and (X _j, Y_j)into the slope formula S _i = (Y _i – Y_j)/(X _i – X_j),1 i < j n Once S _m is determined, outliers may be detected by calculating the residuals given by R_i = Y_i – S_mX_i where 1 i n, and chosing the median R_m. Outliers are defined as points for which |R_i – R_m| > k (median {|R _i – R_m|}). If no outliers are found, the Y-intercept is given by R_m. Confidence limits on R_m and S_m can be found from the sets of R_i and S_i, respectively. The distribution-free estimators are compared with the least-squares estimators now in use by utilizing published data. Differences between the least-squares and distribution-free estimates are discussed, as are the drawbacks of the distribution-free techniques.  相似文献   

Detecting nonrandom associations between proportions by tests of remaining-space variables     

Felix Chayes 《Mathematical Geosciences》1983,15(1):197-206

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北京大清河流域生态涵养区富硒土壤资源分布特征和来源解析   总被引：2，自引：0，他引：2  

冯辉  张学君  张群  杜丽娜 《岩矿测试》2019,38(6):693-704

北京是典型的硒缺乏地理分布区,但近些年研究成果表明局部地区土壤达到富硒水平,掌握该区富硒分布特征对于开展北京地区的富硒环境研究和开发利用富硒土地资源具有重要意义。本文以北京大清河流域生态涵养区1615km~2地球化学调查数据为基础,采用原子荧光光谱(AFS)等方法测定了研究区1297件表层土壤、25组玉米及对应根系土壤和15件岩石中Se等地球化学指标;利用相关分析、多元统计分析方法,结合GIS技术,研究土壤和农作物中硒含量特征、富硒成因来源以及土壤硒与碳铁磷等其他元素的关系,评价富硒土地的安全性。结果表明:研究区土壤硒含量区间为0.055～0.465mg/kg,背景值为0.257mg/kg,呈现富硒特征,厘定出360.4km~2富硒土地资源。当地种植的玉米硒含量变化范围为0.028～0.70mg/kg,几何均值为0.20mg/kg,80%的玉米样本为富硒农产品,且土壤富硒与作物富硒空间分布一致,指示土壤硒是作物体内硒的重要供给来源。研究认为,地质背景和成土母质是研究区富硒土地资源分布的主控因素,河流相沉积的暗色岩系是重要的土壤硒来源。富硒土地整体环境质量清洁安全,仅3.23km~2(面积占比0.2%)土壤重金属(镉汞铅)含量超风险管控值,在土地开发过程中需重点关注。  相似文献   

近20年来长江三角洲海岸带典型区土地利用变化与生态环境效应研究          下载免费PDF全文

李梅娜  印萍  段晓勇  董超  曹珂  杨磊  陈选博 《中国地质》2022,49(4):1114-1126

【研究目的】近20年来,长江三角洲海岸带地区土地类型结构发生显著转化,海岸带开发与保护的矛盾凸显。本文旨在开展长江三角洲海岸带典型区土地利用变化与生态环境效应研究,为海岸带地区的土地资源可持续利用、海岸带环境保护提供科学依据。【研究方法】利用美国Landsat卫星系列遥感影像和中国资源卫星系列遥感影像,采用自动监督分类并结合目视解译,获取了研究区1995—2015年共5期土地利用分类数据,分析土地利用变化特征和趋势,探讨长江三角洲海岸带典型区城镇发展、围填海时空变化及生态环境效应。【研究结果】长江三角洲海岸带典型区（南通、上海、嘉兴、宁波和舟山）1995年至2015年,土地利用变化明显,耕地大幅度减少,比例从1995年的68.8%降为2015年的55.7%;城镇建设用地迅速扩张,年平均增加192.8 km²。【结论】在快速城市化过程中,人口、单位面积能源消耗等快速增加,环境问题凸显,大量的耕地转为建设用地,围填海使滨海湿地面积快速减小和消失,导致CO₂和污染物释放与吸收严重失衡,海洋环境受流域和沿海城镇化建设的影响明显,长江口及邻近海域近20年来赤潮频发,研究区陆域和海洋环境压力增加。创新点：选取长江三角洲海岸带典型区,首次以1995—2015年5期序列遥感影像数据为基础,采用空间叠加分析方法,着重分析了建设用地和围填海区域的时空演化特征;以人类活动为主线,综合多种海洋环境指标,分析快速城市化进程中,建设用地和围填海导致的生态环境效应。  相似文献   

Transport of stable isotopes: I: Development of a kinetic continuum theory for stable isotope transport     

L. P. Baumgartner  D. Rumble III 《Contributions to Mineralogy and Petrology》1988,98(4):417-430

Equations are developed describing migration of stable isotopes via a fluid phase infiltrating porous media. The formalism of continuum fluid mechanics is used to deal with the problem of microscopic inhomogeneity. Provision is made explicitly for local equilibrium exchange of isotopes between minerals and fluids as well as for kinetic control of isotopic exchange. Changing characteristic parameters of transport systems such as porosity, permeability, and changes in modal proportions of minerals due to precipitation or dissolution are taken into account.The kinetic continuum theory (KCIT) is used to show how to deduce the dominant mechanism of mass transport in metasomatic rocks. Determination of the transport mechanism requires data on the spatial distribution of the reaction progress of exchange reactions between minerals and fluids involving at least two stable isotope systems such as ¹³C-¹²C and ¹⁸O-¹⁶O, for example. It is concluded that a combination of field and laboratory measurements of two or more stable isotope systems can be used to place constraints not only on the mechanism of transport but also on the magnitude of fluid fluxes, the identity of fluid sources, and the molecular species composition of fluids.Variables used C number of chemical components - D _i,j hydrodynamic dispersion tensor [m²/s] - D _i ^j diffusion coefficient matrix [m²/s] - D ^* apparent diffusion coefficient, includes sorption, dispersion, porosity and tortuosity [m²/s] - F number of degrees of freedom (variance) - f _i ^j mass or number of isotope j in fluid species i - g acceleration due to gravity [m/s²] - flow [m³/m² s] - j isotope species - j chemical element - k coefficient defined in Eq. 17 - K permeability of porous media [m²], [darcy] - L _ij phenomenological diffusion coefficient matrix [mol²/j m s] - m number of fluid species - n number of isotope exchange vectors - p number of phases - P pressure [Pa] - P ^* hydrological pressure potential [Pa] - R ^j ratio of concentration of rare to common isotope of element j - r number of restrictions imposed on system - s _i ^j mass or number of isotope j in one mole of mineral phase i - t time [s] - V volume [m³] - X _i number of moles of fluid species i in unit fluid volume - X _l number of moles of mineral l in unit volume - X _l ^j mole fraction of isotope j in one mole mineral l - X ^* mole fraction with respect to the whole system - z space coordinate [m] - z transformed space coordinate - z ^* location of an infiltration front [m] - _x–y ^j fractionation factor between two phases, x, y, for isotope j - porosity - fluid viscosity [Ns/m²] - fraction of porosity accessible to a specific mass transport mechanism - chemical potential [j/mole] - stoichiometric reaction coefficient - normalized reaction progress variable - mass, specific mass [gr/cm] - tortuosity - fluid velocity [m/s] - c common isotope - init initial - j isotope species - r rare isotope - tot sum of common and rare isotope - dif diffusive - disp dispersive - eq mineral composition in equilibrium with initial infiltration concentration of the fluid - f fluid - inf infiltrative - r rock, without fluid phase - samp sample - std standard - sys system - tot fluid and rock  相似文献   

武水河上游区域土壤重金属污染风险及来源分析   总被引：1，自引：0，他引：1  

罗飞  巴俊杰  苏春田  潘晓东  杨杨 《岩矿测试》2019,38(2):195-203

生态功能区在涵养水源、保持水土、维系生物多样性等方面具有重要的作用。本文以位于南岭生态功能区的流域——武水流域为研究对象,采集流域上游交通运输用地、采矿用地、工业用地、耕地及林地5种土地利用类型土壤样品,分析7种重金属Cd、As、Cu、Hg、Ni、Pb、Zn的含量特征,采用内梅罗综合污染指数评价重金属污染的程度,Hakanson潜在生态风险指数法评价土壤重金属潜在生态风险,并应用主成分分析法探究重金属污染的来源。研究结果显示,武水河上游地区土壤重金属Cd、As、Cu、Hg、Ni、Pb、Zn平均含量分别为1.28、72.44、54.62、0.27、68.32、72.29和158.42mg/kg,均高于土壤背景值,其中采矿用地土壤重金含量除Hg外均高于其他类型土壤。均值状态下土壤中Cd和As单因子污染指数分别为5.07、3.25,其中采矿用地中Cd单因子污染指数可达13.59;土壤重金属综合污染指数表明,采矿用地污染最为严重,其次是工业用地,林地呈安全状态。潜在生态危害指数评价结果显示,采矿用地和工业用地达到了强生态危害,其他类型土壤为轻微生态危害,而采矿用地土壤中Cd达到极强生态危害,As为强生态危害。土壤重金属来源研究结果表明,As、Cd、Cu和Zn来源于矿山开采及工业活动,Ni和Hg主要来源于成土母质,Pb则来源于交通运输。研究认为:武水流域上游区土壤重金属污染情况较为严重,Cd和As是区内主要的风险因子,主要来源于矿山开采以及工业活动。  相似文献   

On the least-squares fit of small and great circles to spherically projected orientation data     

Norman H. Gray  Peter A. Geiser  James R. Geiser 《Mathematical Geosciences》1980,12(3):173-184

Given the direction cosines a _i ^′ = (a ₁ ⁱ , a ₂ ⁱ , a ₃ ⁱ )corresponding to a set of pspherically projected fabric poles, an initial estimate x′ = (x₁, x₂, x₃, x₄)for the angular radius x₄,and direction cosines of the center of the least-squares small circle which minimizes the sum of the squares of the angular residuals $$r = \sum\limits_p {\left[ {x_4 - \cos ^{ - 1} \left( {a_1^i x_1 + a_2^i x_2 + a_3^i x_3 } \right)} \right]} ^2 $$ can be iteratively improved by taking x_j+1 = x_j + Δxwhere x_j is the value of xat the jth iteration and $$\Delta x = - H_j^{ - 1} \left[ {q_j + x_j \left( {x'_j H_j^{ - 1} x_j } \right)\left( {q_j - x'_j H_j^{ - 1} q_j } \right)} \right],$$ where As an initial approximation for xwe have found it convenient to ignore the fact that the data are constrained to lie on the surface of the reference sphere and to use the parameters of a least-squares plane through the given poles. Generalization of this approach to fitting variously constrained great and small circles is easily made. The relative merits of differently constrained fits to the same data can be tested approximately if it is assumed that the errors in the location of the poles are isotropic and normally distributed. It is thus possible to statistically assess the relative significance of conflicting structural models which predict different geometrical patterns of fabric elements.  相似文献   

陕甘宁接壤区气候暖干化及其生态环境意义   总被引：9，自引：0，他引：9  

杨新  延军平 《地球科学进展》2003,18(1):127-132

应用陕甘宁接壤区1951-2000年气温、降水及1956-2000年陕甘宁接壤区 7条主要河流径流量实测记录,在实地调研的基础上对气象数据和水文数据分析后得出结论,陕甘宁接壤区近年来气候呈现暖干化趋势,全区增温线性倾向值为 0．194℃／10 a,高于全球近百年的趋势（0．05℃／10 a）,区内增温趋势强弱差异显著。陕甘宁接壤区气候变干表现在 2个方面：①年降水量减少;②地表径流量减少。降水线性倾向值平均为－1．0759 mm／a,地表径流总量1956-2000年减少速率为 0．4844 m³／a。陕甘宁接壤区生态环境在暖干化的气候背景下继续恶化,生态贫水化严重,水土流失加剧,沙漠扩大。  相似文献   

Spatial and multivariate analysis of geochemical data from metavolcanic rocks in the Ben Nevis area, Ontario   总被引：4，自引：0，他引：4  

E. C. Grunsky  F. P. Agterberg 《Mathematical Geology》1988,20(7):825-861

A study of the lithogeochemistry of metavolcanics in the Ben Nevis area of Ontario, Canada has shown that factor analysis methods can distinguish lithogeochemical trends related to different geological processes, most notably, the principal compositional variation related to the volcanic stratigraphy and zones of carbonate alteration associated with the presence of sulphides and gold. Auto- and cross-correlation functions have been estimated for the two-dimensional distribution of various elements in the area. These functions allow computation of spatial factors in which patterns of multivariate relationships are dependent upon the spatial auto- and cross-correlation of the components. Because of the anisotropy of primary compositions of the volcanics, some spatial factor patterns are difficult to interpret. Isotropically distributed variables such as CO ₂ are delineated clearly in spatial factor maps. For anisotropically distributed variables (SiO ₂ ), as the neighborhood becomes smaller, the spacial factor maps becomes better. Interpretation of spatial factors requires computation of the corresponding amplitude vectors from the eigenvalue solution. This vector reflects relative amplitudes by which the variables follow the spatial factors. Instability of some eigenvalue solutions requires that caution be used in interpreting the resulting factor patterns. A measure of the predictive power of the spatial factors can be determined from autocorrelation coefficients and squared multiple correlation coefficients that indicate which variables are significant in any given factor. The spatial factor approach utilizes spatial relationships of variables in conjunction with systematic variation of variables representing geological processes. This approach can yield potential exploration targets based on the spatial continuity of alteration haloes that reflect mineralization.List of symbols c _i Scalar factor that minimizes the discrepancy between andU _i - D Radius of circular neighborhood used for estimating auto- and cross-correlation coefficients - d Distance for which transition matrixU is estimated - d _ij Distance between observed valuesi andj - E Expected value - E _i Row vector of residuals in the standardized model - F(d _ij) Quadratic function of distanced _ij F(d _ij)=a+bd _ij+cd _ij ² - L Diagonal matrix of the eigenvalues ofU - _i Eigenvalue of the matrixU;ith diagonal element ofL - N Number of observations - p Number of variables - Q Total predictive power ofU - R Correlation matrix of the variables - R _0j Variance-covariance signal matrix of the standardized variables at origin;j is the index related tod andD (e.g.,j=1 ford=500 m,D=1000 m) - R _1j Matrix of auto- and cross-correlation coefficients evaluated at a given distance within the neighborhood - R _m ² Multiple correlation coefficient squared for themth variable - S _i Column vectori of the signal values - s _k ² Residual variance for variablek - T _i Amplitude vector corresponding toV _i;ith row ofT=V ^–1 - T Total variation in the system - U Nonsymmetric transition matrix formed by post-multiplyingR ₀₁ ^–1 byR _ij - U _i Componenti of the matrixU, corresponding to theith eigenvectorV _i;U _i= _iV_iT_i - U* _i ComponentU _i multiplied byc _i - U _ij Sum of componentsU _i+U _j - V _i Eigenvector of the matrixU;ith column ofV withUV=VL - w Weighting factor; equal to the ratio of two eigenvalues - X _i Random variable at pointi - x _i Value of random variable at pointi - y _i Residual ofx _i - Z _i Row vectori for the standardized variables - z _i Standardized value of variable  相似文献