海水分光反射率与叶绿素浓度的相关分析     

傅克忖  曾宪模 《海洋科学进展》1995,(1)

通过对东京湾两年度不同季节海水分光反射率与叶绿素浓度进行统计分析，结果表明，叶绿素浓度Ｃ与两谱段分光反射率之比Ｒｗ（λｊ）／Ｒｗ（λｊ）具有幂函关系Ｃ＝Ａ［Ｒｗ（λｊ）／Ｒｗ（λｊ）Ｂ。两者的对数显示出较好的线性关系，即ｌｏｇＣ＝ｌｏｇＡ＋Ｂｌｏｇ［Ｒｗ（λｊ）／Ｒｗ（λｊ）］。负相关系数达０．９９。相关方程之一为Ｃ＝３．３２９［Ｒｗ（５２０）／Ｒｗ（５５０）］－１．３８４（１９８７年６月初）．在梅雨季节之后，相关方程为Ｃ＝１２．６８［Ｒｗ（５２０）／Ｒｗ（５５０）］－２．０１０（１９８８年８月）。这表明了海湾或混浊的沿岸水质，在叶绿素浓度算法中，统计参数Ａ和Ｂ的确立，要基于不同季节不同水质的现场观测资料。  相似文献   

海洋生物-光学算法研究──南黄海叶绿素浓度的估算     

傅克忖  曾宪模  李宝华  曾晓起  荒川久幸 《海洋与湖沼》1997,28(3):238-244

根据1995年9月中日合作南黄海现场观测资料，对南黄海生物一光学算法进行研究。首先对南黄海现场多光谱反射比数据进行因子分析，解反射比协方差矩阵的特征问题；解出特征值和对应的特征向量，求出主因子，然后建立叶绿素a浓度对主因子的多元线性回归方程，并对算法进行回报和预报检验。计算结果表明，该算法具有较高精度，同时也显示出天气条件对估算精度产生较大影响。  相似文献   

海洋生物-光学算法研究──南黄海叶绿素浓度的估算     

傅克忖  曾宪模  李宝华  曾晓起  荒川久幸 《海洋与湖沼》1997,28(3):238-244

根据１９９５年９月中日合作南黄海现场观测资料，对南黄海生物－光学算法进行研究。首先对南黄海现场多光谱反射比数据进行因子分析，解反射比协方差矩阵的特征问题；解出特征值和对应的特征向量，求出主因子，然后建立叶绿素α对主因子的多元线性回归方程，并对算法进行回报和预报检验。计算结果表明，该算法具有较高精度，同时也显示出天气条件对估算精度产生较大影响。  相似文献   

海水叶绿素α浓度遥感测量的实验研究     

张绪琴  傅克忖  牟敦彩 《海洋科学进展》1992,(1)

本文描述了1989年11月在青岛即墨岙山养殖基地所做的海水叶绿素σ浓度遥感测量的基础实验。该实验获得了高浓度叶绿素α含量的海水反射光谱。该反射光谱的特征波段为:波谷在485nm;波峰在450nm 和535nm;“节点”在572nm.根据该实验数据选取了叶绿素α浓度两种双波段估算模式.分析结果表明;两种模式的精度都在50%以上,且双波段反射率的差值法优于双波段反射率比值法.  相似文献   

南黄海浮游植物与水色透明度之间相关关系的研究   总被引：1，自引：0，他引：1  

李宝华  傅克忖 《海洋科学进展》1999,(3)

本文根据 １９９５ 年 ９ 月在南黄海获取的资料,分析和讨论了该水域浮游植物现存量（叶绿素 ａ （ Ｃ Ｈ ））、初级生产力（ Ｐ Ｐ） 和海水光学参数（透明度（ Ｓ Ｔ））、水色（ Ｗ Ｃ）） 之间的相关关系。分析结果表明,夏末秋初南黄海 Ｃ Ｈ 与 Ｐ Ｐ, Ｃ Ｈ 与 Ｗ Ｃ 和 Ｐ Ｐ 与 Ｗ Ｃ 以及悬浮物（ Ｓ Ｓ） 与 Ｗ Ｃ 之间均有良好的正相关关系。相关式分别为： Ｐ Ｐ ＝ ２２５１９ｌｎ（ Ｃ Ｈ ） ＋ ４８８９１ 或 Ｐ Ｐ ＝ ５ Ｅ－ ０５ Ｃ Ｈ １６４６４（ Ｒ２ ＝ ０７０３７）; Ｗ Ｃ ＝ ４０３ｌｎ（ Ｃ Ｈ ） ＋ ８９７６８ 或 Ｗ Ｃ ＝ ７１３０６ Ｃ Ｈ ０４７４７ （ Ｒ２ ＝０７９２１）; Ｃ Ｈ ＝ １５４３７ｌｎ（ Ｓ Ｓ） ＋ １３６４７ 或 Ｃ Ｈ ＝ ０７４９９ Ｓ Ｓ１２５２（ Ｒ２ ＝ ０７２２３）; Ｐ Ｐ ＝３３２８６ｌｎ Ｓ Ｓ＋ １５２２２ 或 Ｐ Ｐ ＝ ３３０２９ Ｓ Ｓ０５６９４ （ Ｒ２ ＝ ０５４７６）; Ｐ Ｐ ＝ ４２５８８ｌｎ（ Ｗ Ｃ） － ３７０７１或 Ｐ Ｐ ＝ ６６５１２ Ｗ Ｃ０８６６５（ Ｒ２ ＝ ０６７３１） 以 及 Ｓ Ｓ ＝ １４０１９ｌｎ（ Ｗ Ｃ） － １３３６３   相似文献   

南黄海夏末叶绿素a的分布特征   总被引：3，自引：2，他引：1  

李宝华  傅克忖  曾晓起 《海洋与湖沼》1999,30(3):300-305

根据1995年9月利用日本《神鹰丸》号调查船在黄海32°00'–35°00'N,122°00'–127°00'E海区的19个站位上进行的中日联合调查研究中叶绿素a含量的调查资料,探讨南黄海海区夏末初叶绿素a含量的变化、平面分布、断面分布和垂直分布状况,以及与海域环境因子之间的关系。在每个测站上作垂直取样,表层水用圆塑料桶取自海表面,深层水用日本提供的专用采水器采集,取出水样立即量取200ml,用玻璃纤维滤膜过滤浓缩,并加入2％的饱和碳酸镁溶液,防止叶绿素脱镁,然后保存在冰箱内（-1°C）,用冰桶带回实验室进行分析。将载有浮游植物的滤膜放入闪烁瓶内加入10ml 90％的丙酮溶液,在冰箱内提取24h。用萃取荧光法测定叶绿素a含量。结果表明,该海域的叶绿素a含量较高,平均值为1.14mg／m³,其变化范围为0.10–7.76mg／m³,最高值在次表层。（1）平面分布:各层次平面分布特征差异较大。33°00'–33°30'N之间叶绿素a含量均较低,低于0.50mg／m³。33°30'N以北,叶绿素a含量低于0.20mg／m³,而33°00'N以南,除济州岛附近的17–19导站以外,叶绿素a含量均较高,高于100mg／m³。（2）断面分布:水深在30m时,叶绿素a含量的高值区在20m以上水体的次表层中,而水深为50–80m时,其高值分布在20–40m的次表层中。（3）叶绿素a的垂直分布也体现了断面分布的特征。所以作者认为,光是浮游植物生长和繁殖的重要因子之一。  相似文献   

南黄海浮游植物与水色透明度之间相关关系的研究   总被引：9，自引：0，他引：9  

李宝华  傅克忖 《黄渤海海洋》1999,17(3):73-79

  相似文献   

由现场离水辐亮度估算黄海透明度几种方法的比较   总被引：1，自引：0，他引：1  

傅克忖  曾宪模  任敬萍  荒川久幸  佐藤博雄 《海洋科学进展》1999,(2)

本文根据黄海现场离水辐亮度及遥感反射比,采用４种统计算法估算海水透明度（Ｓｅｃｃｈｉ　Ｄｉｓｃ　Ｄｅｐｔｈ）。前２种算法中海水透明度作为因变量,两不同波段辐亮度之比及两辐亮度之和与第三者之比分别作为自变量,进行一元回归分析,前者相关系数ｒ２为０．９３３５。后者相关系数ｒ２为０．９４８３。第３种算法中,所有波段的遥感反射比做因子分析形成的主因子作为自变量,透明度作为因变量进行多元回归分析,子样全相关系数ｒ２为０．９６４９。第４种算法中,遥感反射比作为自变量,透明度作为因变量进行逐步回归分析,复相关系数ｒ２为０．９８１５。计算结果表明,多元统计分析的估算精度高于一元回归分析。  相似文献   

由现场离水辐亮度估算黄海透明度几种方法的比较   总被引：7，自引：0，他引：7  

傅克忖  任敬萍 《黄渤海海洋》1999,17(2):19-24

本文根据黄海现场离水辐亮度及遥感反射比,采用４种统计算法估算海水透明度。前２种算法中海水透明度作为因变量,两不同波段辐亮度之比及两辐亮度之和与第三者之比分别作为自变量,进行一元回归分析,前者相关系数ｒ＾２为０．９３３５。后者相关系数ｒ＾２为０．９４８３。第３种算法中,所有波段的遥感反射比做因子分析形成的主因子作为自变量,透明度作为因变量进行多元回归分析,子样全相关系数ｒ＾２为０．９６４９。第４种算  相似文献   

南黄海叶绿素a与初级生产力之间的相关分析     

李宝华  傅克忖  荒川久辛 《海洋科学进展》1998,(2)

本文依据南黄海海域的调查资料,探讨了叶绿素ａ与初级生产力和真光层内叶绿素ａ积分值之间的相关关系。并对表层叶绿素ａ是否可以作为海洋中浮游植物蕴藏量的指标加以验证。验证的具体方法是分析表层叶绿素ａ（ＳＣ）;真光层内叶绿素ａ积分值（ＩＣ）和初级生产力（ＰＰ）三者之间的相关关系。分析表明：在叶绿素ａ含量高且变化梯度大的高生产力海域,ＳＣ、ＩＣ和ＰＰ之间存在着非常显著的相关性,ＳＣ可以作为某海域浮游植物现存量及其生产力的指标;而在叶绿素ａ和初级生产力低且分布均匀的海域,ＳＣ、ＩＣ和ＰＰ之间不相关。故指出利用ＳＣ作为某海域浮游植物蕴藏量和初级生产力指标时应慎重。  相似文献