第4章空间统计分析初步

4.1 线性规划及其单纯形求解方法,1. 线性规划的数学模型,线性规划之实例,线性规划的数学模型,*,4.1 线性规划及其单纯形求解方法,1. 线性规划的数学模型,线性规划之实例,线性规划的数学模型,*,4.1 线性规划及其单纯形求解方法,1. 线性规划的数学模型,线性规划之实例,线性规划的数学模型,*,4.1 线性规划及其单纯形求解方法,1. 线性规划的数学模型,线性规划之实例,线性规划的数学模型,*,4.1 线性规划及其单纯形求解方法,1. 线性规划的数学模型,线性规划之实例,线性规划的数学模型,*,4.1 线性规划及其单纯形求解方法,1. 线性规划的数学模型,线性规划之实例,线性规划的数学模型,*,第,4,章,空间统计分析初步,本章主要内容,探索性空间统计分析,地统计分析方法,空间统计分析,即空间数据（,spatial data,）的统计分析，是现代计量地理学中一个快速发展的方向和领域。,空间统计分析，其核心就是认识与地理位置相关的数据间的空间依赖、空间关联或空间自相关，通过空间位置建立数据间的统计关系。,空间统计分析,第,1,节 探索性空间统计分析,基本原理与方法,应用实例,通常定义一个二元对称空间权重矩阵,W,，来表达,n,个位置的空间区域的邻近关系，其形式如下,式中：,W,ij,表示区域,i,与,j,的临近关系，它可以根据邻接标准或距离标准来度量。,一、基本原理与方法,（一）空间权重矩阵,简单的二进制邻接矩阵,基于距离的二进制空间权重矩阵,两种最常用的确定空间权重矩阵的规则,（二）全局空间自相关,Moran,指数和,Geary,系数是两个用来度量空间自相关的全局指标。,Moran,指数反映的是空间邻接或空间邻近的区域单元属性值的相似程度,。,Geary,系数与,Moran,指数存在负相关关系。,如果是位置（区域）的观测值，则该变量的全局,Moran,指数,I,，用如下公式计算,式中：,I,为,Moran,指数,；,；,。,Geary,系数,C,计算公式如下,式中：,C,为,Geary,系数；其他变量同,上,式。,如果引入记号,则全局,Moran,指数,I,的计算公式也可以进一步写成,Moran,指数,I,的取值一般在,-1,，,1,之间,小于,0,表示负相关，等于,0,表示不相关，大于,0,表示正相关；,Geary,系数,C,的取值一般在,0,，,2,之间，大于,1,表示负相关，等于,1,表示不相关，而小于,1,表示正相关。,对于,Moran,指数，可以用标准化统计量,Z,来检验,n,个区域是否存在空间自相关关系，,Z,的计算公式为,当,Z,值为正且显著时，表明存在正的空间自相关，也就是说相似的观测值,(,高值或低值,),趋于空间集聚；,当,Z,值为负且显著时，表明存在负的空间自相关，相似的观测值趋于分散分布；,当,Z,值为零时，观测值呈独立随机分布。,（三）局部空间自相关,局部空间自相关分析方法包括,3,种,:,空间联系的局部指标,(LISA),；,G,统计量,；,Moran,散点图,。,空间联系的局部指标,(LISA),空间联系的局部指标（,local indicators of spatial association,，缩写为,LISA,）满足下列两个条件：,（,1,）每个区域单元的,LISA,，是描述该区域单元周围显著的相似值区域单元之间空间集聚程度的指标；,（,2,）所有区域单元,LISA,的总和与全局的空间联系指标成比例。,LISA,包括局部,Moran,指数（,local Moran,）和局部,Geary,指数（,local Geary,），下面重点介绍和讨论局部,Moran,指数。,局部,Moran,指数被定义为,可进一步写成,式中： 和 是经过标准差标准化的观测值。,局部,Moran,指数检验的标准化统计量为,G,统计量,全局,G,统计量的计算公式为,对每一个区域单元的统计量为,对统计量的检验与局部,Moran,指数相似，其检验值为,显著的正值表示在该区域单元周围，高观测值的区域单元趋于空间集聚，而显著的负值表示低观测值的区域单元趋于空间集聚,与,Moran,指数只能发现相似值,(,正关联,),或非相似性观测值,(,负关联,),的空间集聚模式相比，具有能够探测出区域单元属于高值集聚还是低值集聚的空间分布模式。,Moran,散点图,以（,Wz,，,z,）,为坐标点的,Moran,散点图，常来研究局部的空间不稳定性，它对空间滞后因子,Wz,和,z,数据对进行了可视化的二维图示。,全局,Moran,指数，可以看作是,Wz,对于,z,的线性回归系数，对界外值以及对,Moran,指数具有强烈影响的区域单元，可通过标准回归来诊断出。,由于数据对（,Wz,，,z,）经过了标准化，因此界外值可易由,2,sigma,规则可视化地识别出来。,Moran,散点图的,4,个象限，分别对应于区域单元与其邻居之间,4,种类型的局部空间联系形式：,第,1,象限代表了高观测值的区域单元被同是高值的区域所包围的空间联系形式；,第,2,象限代表了低观测值的区域单元被高值的区域所包围的空间联系形式；,第,3,象限代表了低观测值的区域单元被同是低值的区域所包围的空间联系形式；,第,4,象限代表了高观测值的区域单元被低值的区域所包围的空间联系形式。,与局部,Moran,指数相比，其重要的优势在于能够进一步具体区分区域单元和其邻居之间属于高值和高值、低值和低值、高值和低值、低值和高值之中的哪种空间联系形式。,并且，对应于,Moran,散点图的不同象限，可识别出空间分布中存在着哪几种不同的实体。,将,Moran,散点图与,LISA,显著性水平相结合，也可以得到所谓的,“,Moran,显著性水平图,”,，图中显示出显著的,LISA,区域，并分别标识出对应于,Moran,散点图中不同象限的相应区域。,二、应用实例,中国大陆,30,个省级行政区人均,GDP,的空间关联分析,。,根据各省（直辖市、自治区）之间的邻接关系，采用二进制邻接权重矩阵，选取各省（直辖市、自治区）,1998,2002,年人均,GDP,的自然对数，依照公式计算全局,Moran,指数,I,，计算其检验的标准化统计量,Z,（,I,），结果如下表所示。,年份,I,Z,P,1998,0.5001,4.503 5,0.000 0,1999,0.506 9,4.555 1,0.000 0,2000,0.511 2,4.597 8,0.000 0,2001,0.505 9,4.553 2,0.000 0,2002,0.501 3,4.532 6,0.000 0,从表,中,可以看出，在,1998,2002,年期间，中国大陆,30,个省级行政区人均,GDP,的全局,Moran,指数均为正值；在正态分布假设之上，对,Moran,指数检验的结果也高度显著。这就是说，在,1998,2002,年期间，中国大陆,30,个省级行政区人均,GDP,存在着显著的、正的空间自相关，也就是说各省,级行政区,人均,GDP,水平的空间分布并非表现出完全的随机性，而是表现出相似值之间的空间集聚，其空间联系的特征是：较高人均,GDP,水平的省级行政区相对地趋于和较高人均,GDP,水平的省,级行政区,相邻，或者较低人均,GDP,水平的,省级行政区,相对地趋于和较低人均,GDP,水平的,省级行政区,相邻。,选取,2001,年我国,30,个省级行政区人均,GDP,数据，,计算,局部,G,i,统计量和局部,G,i,统计量的检验值,Z,(,G,i,),，并绘制统计地图如下,。,检验结果表明，贵州、四川、云南西部,3,省的,Z,值在,0.05,的显著性水平下显著，重庆的,Z,值在,0.1,的显著性水平下显著，该,4,省市在空间上相连成片分布，而且从统计学意义上来说，与该区域相邻的省区，其人均,GDP,趋于为同样是人均,GDP,低值的省区所包围。由此形成人均,GDP,低值与低值的空间集聚，据此可认识到西部落后省区趋于空间集聚的分布特征。,东部的江苏、上海、浙江三省市的,Z,值在,0.05,的显著性水平下显著，天津的,Z,值在,0.1,的显著性水平下显著。而东部上海、江浙等发达省市趋于为一些相邻经济发展水平相对较高的省份所包围，东部发达地区的空间集聚分布特征也显现出来。,以（,Wz,z,）为坐标，进一步绘制,Moran,散点图,可以发现，多数省（直辖市、自治区）位于第,1,和第,3,象限内，为正的空间联系，属于低低集聚和高高集聚类型，而且位于第,3,象限内的低低集聚类型的省,（直辖市、,自治区,）,比位于第,1,象限内的高高集聚类型的省,（直辖市、自治区）,更多一些。,上图进一步显示了,30,个省级行政区人均,GDP,局部集聚的空间结构。可以看出，从人均,GDP,水平相对地来看：,高值被高值包围的高高集聚省（直辖市）有：,北京、天津、河南、安徽、湖北、江西、海南、广东、福建、浙江、山东、上海、江苏；,低值,被,低值,包围的低低集聚省（自治区）有：,黑龙江、内蒙古、新疆、吉林、甘肃、山西、陕西、青海、西藏、四川、云南、辽宁、贵州；,被,低,值包围的高,值,省（直辖市）有：,重庆、广西、河北；,被高值包围的,低值,省份只有湖南。,第,2,节 地统计分析方法,地统计方法的基本原理,应用实例,地统计学是以区域化变量理论为基础，以变异函数为主要工具，研究那些在空间分布上既有随机性又有结构性，或空间相关和依赖性的自然现象的科学。,协方差函数和变异函数是以区域化变量理论为基础建立起来的地统计学的两个最基本的函数。地统计学的主要方法之一，克立格法就是建立在变异函数理论和结构分析基础之上的。,当一个变量,呈现为空间分布,时，就称之为区域化变量（,regionalized variable,）。这种变量常常反映某种空间现象的特征，用区域化变量来描述的现象称之为区域化现象。,区域化变量，亦称区域化随机变量，,G. Matheron,（,1963,）将它定义为以空间点,x,的三个直角坐标为自变量的随机场 。,区域化变量具有两个最显著，而且也是最重要的特征，即,随机性和结构性,。,一、地统计方法的基本原理,（一）区域化变量,（二）协方差函数,协方差函数的概念,区域化随机变量之间的差异，可以用空间协方差来表示。,在概率论中,随机向量,X,与,Y,的协方差被定义为,区域化变量 在空间点,x,和,x,+,h,处的两个随机变量和的二阶混合中心矩定义为,Z,(,x,),的自协方差函数，即,（,4.2.2,）,协方差函数的计算公式,式中：,h,为两样本点空间分隔距离或距离滞后；,为 在空间位置 处的实测值； 是 在 处距离偏离,h,的实测值,i,=1,，,2,，,，,， 是分隔距离为,h,时的样本点对（,paris,）总数， 和 分别为 和 的样本平均数,即,(4.2.3),若,= =,m,（常数），则上式可以改写为,式中：,m,为样本平均数，可由一般算术平均数公式求得，即,(4.2.6),（三）变异函数,变异函数的概念,变异函数,variograms,），又称变差函数、变异矩，是地统计分析所特有的基本工具。,在一维条件下变异函数定义为，当空间点,x,在一维,x,轴上变化时，区域化变量,Z,(,x,),在点,x,和,x,+,h,处的值,Z,(,x,),与,Z,(,x,+,h,),差的方差的一半为区域化变量,Z,(,x,),在,x,轴方向上的变异函数，记为,(,h,),，即,在二阶平稳假设条件下，对任意的,h,有,因此，公式可以改写为,从上式可知，变异函数依赖于两个自变量,x,和,h,，当变异函数 仅仅依赖于距离,h,而与位置,x,无关时， 可改写成 ，即,(4.2.9),(4.2.8),变异函数的性质,设,Z,(,x,),是区域化变量，在满足二阶平稳假设条件下，变异函数式具有如下性质：,(1) =0,，即在,h,=0,处，变异函数为,0,；,(2) =,，即 关于直线,h,=0,是对称的，它是一个偶函数；,(3) 0,，即 只能大于或等于,0,；,(4)|,h,|,时， ,c,(0),或,=,c,(0),即,当空间距离增大时,变异函数接近先验方差,(5)- ,必须是一个条件非负定函数，由,- ,构成的变异函数矩阵在条件,时，为非负定的。,变异函数的计算公式,设 是系统某属性,Z,在空间位置,x,处的值， 为一区域化随机变量，并满足二阶平稳假设，,h,为两样本点空间分隔距离，,和 分别是区域化变量 在空间位置 和 处的实测值,i,=1,2,N,(,h,),，那么，变异函数 的离散计算公式为,这样对不同的空间分隔距离,h,，计算出相应的 和 值。如果分别以,h,为横坐标， 或,为纵坐标，画出协方差函数和变异函数曲线图，就可以直接展示区域化变量,Z,(,x,),的空间变异特点。可见，变异函数能同时描述区域化变量的随机性和结构性，从而在数学上对区域化变量进行严格分析，是空间变异规律分析和空间结构分析的有效工具。,例如：假设某地区降水量,Z,(,x,),（单位：,mm,）是二维区域化随机变量，满足二阶平稳假设，其观测值的空间正方形网格数据如图所示（点与点之间的距离为,h,=1 km,）。试计算其南北方向及西北和东南方向的变异函数。,图空间正方形网格数据（点间距,h,=1 km,）,从图可以看出，空间上有些点，由于某种原因没有采集到。如果没有缺失值，可直接对正方形网格数据结构计算变异函数；在有缺失值的情况下，也可以计算变异函数。只要“跳过”缺失点位置即可（图）。,首先计算南北方向上的变异函数值，由变异函数的计算公式可得,=385/72=5.35,图缺失值情况下样本数对的组成和计算过程,为缺失值,同样计算出,最后，得到南北方向和西北,东南方向上的变异函数计算结果见下表。同样可以计算东西方向上的变异函数。,方向,南北,方向,西北,东南,h,1,2,3,4,5,h,1.41,2.82,4.24,5.65,7.07,N(h),36,27,21,13,5,N(h),32,21,13,8,2,5.35,9.26,17.55,25.69,22.90,7.06,12.95,30.85,58.13,50.00,变异函数的参数,变异函数有个非常重要的参数，即基台值（,sill,）、变程（,range,）或称空间依赖范围（,range of spatial dependence,）、块金值（,nugget,）或称区域不连续性值（,localized discontinuity,）和分维数（,fractal dimension,）。,前,3,个参数可以直接从变异函数图中得到。它们决定变异函数的形状与结构。,变异函数的形状反映自然现象空间分布结构或空间相关的类型，同时还能给出这种空间相关的范围。,当变异函数随着间隔距离,h,的增大，从非零值达到一个相对稳定的常数时，该常数称为基台值,C,0,+,C,。,当间隔距离,h,=0,时，,(0)=,C,0,，该值称为块金值或块金方差（,n,ugget variance,）。,基台值是系统或系统属性中最大的变异，变异函数达到基台值时的间隔距离,a,称为变程。变程表示在,h,a,以后，区域化变量,Z,(,x,),空间相关性消失。,块金值表示区域化变量在小于抽样尺度时非连续变异，由区域化变量的属性或测量误差决定。,上述个参数可从变异函数曲线图直接得到，或通过估计曲线回归参数得到。,第,4,个参数，即分维数用于表示变异函数的特性，由变异函数 和间隔距离,h,之间的关系确定,分维数,D,为双对数直线回归方程中的斜率，它是一个无量纲数。分维数,D,的大小，表示变异函数曲线的曲率，可以作为随机变异的量度。但该随机分维数,D,与形状分维数有本质的不同。,变异函数的理论模型,地统计学将变异函数理论模型分为,3,大类：,第,1,类是有基台值模型，包括球状模型、指数模型、高斯模型、线性有基台值模型和纯块金效应模型；,第,2,类是无基台值模型，包括幂函数模型、线性无基台值模型、抛物线模型；,第,3,类是孔穴效应模型。,下面有代表性地介绍几种常见的变异函数理论模型。,纯块金效应模型,:,其一般公式为,式中：,c,0,0,，为先验方差。该模型相当于区域化变量为随机分布，样本点间的协方差函数对于所有距离,h,均等于,0,，变量的空间相关不存在。,(4.2.11),球状模型,:,其一般公式为,式中：,c,0,为块金（效应）常数,;,c,为拱高,;,c,0,+,c,为基台值,;,a,为变程。当,c,0,=0,，,c,=1,时，称为标准球状模型。球状模型是地统计分析中应用最广泛的理论模型，许多区域化变量的理论模型都可以用该模型去拟合。,(4.2.12),指数模型,:,其一般公式为,式中：,c,0,和,c,意义与前相同，但,a,不是变程。当,h,=3,时， ，即 ，从而指数模型的变程 约为 。当,c,0,=0,，,c,=1,时，称为标准指数模型。,(4.2.13),高斯模型,:,其一般公式为,式中：,c,0,和,c,意义与前相同，,a,也不是变程。当,时， ，即 ，因此高斯模型的变程 约为 。当 时，称为标准高斯函数模型。,(4.2.14),幂函数模型,:,其一般公式为,式中：,为幂指数。当,变化时，这种模型可以反映在原点附近的各种性状。但是,必须小于,2,，若 ，则函数 就不再是一个条件非负定函数了，也就是说它已经不能成为变异函数了。,(4.2.15),对数模型,:,其一般公式为,显然，当 ，这与变异函数的性质 不符 。因此，对数模型不能描述点支撑上的区域化变量的结构。,(4.2.16),线性有基台值模型,:,其一般公式为,式中,:,该模型的变程为,a,，基台值为 。,线性无基台值模型,:,其一般公式为,从式中可以看出，该模型没有基台值，也没有变程。,(4.2.18),(4.2.17),例如,:,某地区降水量是一个区域化变量，其变异函数 的实测值及距离,h,的关系见下表，下面我们试用回归分析方法建立其球状变异函数模型。,实测值,(h),距离,h,实测值,(h),距离,h,2.1,0.6,9.2,4.9,4.3,1.1,10.3,5.1,5.7,2.2,10.5,6.2,6.5,2.5,10.9,7.5,7.8,3.1,11.2,9.5,8.8,3.8,12.4,9.8,从上面的介绍和讨论，我们知道，球状变异函数的一般形式为,当 时，有,如果记 ，则可以得到线性模型,根据表中的数据，对上式进行最小二乘拟合，得到,计算可知，上式的显著性检验参数,F,=114.054,，,R,2,=0.962,，可见模型的拟合效果是很好的。,(4.2.19),比较式与式，并做简单计算可知：,c,0,=2.048,，,c,=1.154,，,a,=8.353,，所以，球状变异函数模型为,(,四,),克立格插值方法,克立格（,Kriging,）插值法，又称空间局部估计或空间局部插值法，是地统计学的主要内容之一。克立格法是建立在变异函数理论及结构分析基础之上的，它是在有限区域内对区域化变量的取值进行无偏最优估计的一种方法,。,克立格法适用的条件是，如果变异函数和相关分析的结果表明区域化变量存在空间相关性。,其实质是利用区域化变量的原始数据和变异函数的结构特点，对未采样点的区域化变量的取值进行线性无偏、最优估计。,克立格插值（,riging interpolation),是根据变异函数模型而发展起来的一系列地统计的空间插值方法，包括：,普通克立格法（,o,rdinary,riging,）,;,泛克立格法（,u,niversal,riging,）,;,指示克立格法（,i,ndicator,riging,）,;,析取克立格法（,d,isjunctive,riging,）,;,协同克立格法（,c,okriging,）等。,下面仅对普通克立格法作一些简单介绍。,首先假设区域化变量 满足二阶平稳假设和本征假设，其数学期望为,m,，协方差函数 及变异函数 存在。即,假设在待估计点（,x,）的临域内共有,n,个实测点，即,x,1,，,x,2,，,，,x,n,，其样本值为 。那么，普通克里格法的插值公式为,其中 为权重系数，表示各空间样本点 处的观测值 对估计值 的贡献程度。,可见，,克立格插值的关键,就是,计算权重系数 。显然，,权重系数的求取必须满足两个条件：,一是使 的估计是无偏的，即偏差的数学期望为零；,二是最优的，即使估计值 和实际值 之差的平方和最小。,为此，需要满足以下两个条件：,(1),无偏性。,要使,成为 的无偏估计量，即 。,当,时，也就是当 时，则有,这时， 为,的无偏估计量。,（,2,）最优性。,在满足无偏性条件下，估计方差为,(4.2.23),使用协方差函数表达，它可以进一步写为,为使估计方差最小，根据拉格朗日乘数原理，令,求,F,对 和 的偏导数，并令其为,0,，得克立格方程组,(),(),整理后得,解线性方程组式,求出权重系数,i,和拉格朗日系数,代入公式可得克立格估计方差,在变异函数存在的条件下，根据协方差与变异函数的关系：,或 ，也可以用变异函数表示普通克立格方程组和克立格估计方差，即,解线性方程组,式,，求出权重系数 和拉格朗日乘数,，代入公式,，可得克立格估计方差 ，即,(4.2.30),上述过程也可用矩阵形式表示，令,则普通克立格方程组为,解方程组,式，可得,其估计方差为,也可以将克立格方程组和估计方差用变异函数写成上述矩阵形式。令,在以上的介绍中，区域化变量 的数学期望 可以是已知或未知的。如果,m,是已知常数，称为简单克立格法；如果,m,是未知常数，称为普通克立格法。不管是哪一种方法，均可根据方法计算权重系数和克立格估计量。,(4.2.34),(4.2.35),(4.2.36),以图为例，,4,个观测点,x,1,，,x,2,，,x,3,，,x,4,的观测值分别为,Z,(,x,1,)=37,、,Z,(,x,2,)=42,、,Z,(,x,3,)=36,、,Z,(,x,4,)=35,，如果假设降水量的变异函数是向同性（即变异函数在各个方向的变化都相同）的二维球状模型，其具体形式为（）式。现在，我们用普通克立格法估计观测点,x,0,的降水量值,Z,(,x,0,),。,根据普通克立格法的基本原理，我们知道，,Z,(,x,0,),估计的基本公式应该是,根据公式，可知,根据协方差与变异函数的关系以及,（,）,式，可得协方差函数,当 时，,根据克立格矩阵的对称性，当 时，,，由此计算可得,将以上计算结果代入克立格方程组（,），得,即克立格权重系数分别为：,1,=0.287,，,2,=0.210,3,=0.202,4,=0.301,，,=,-,0.473,，所以观测点的降水量的克立格估计值为：根据普通克立格法的基本原理，我们知道，,Z,(,x,0,),估计的基本公式应该是,37.25,（,mm,）。,克立格估计方差为,二、应用实例,年降水量和蒸发量，既服从地带性规律，同时又受随机性因素的影响，因此它们是典型的区域化变量。我们以,甘肃省,53,个气象台站多年平均,降水量和蒸发量数据（,见教材,表）为实测值，拟合了年降水量和蒸发量的半变异函数理论模型，并采用普通克立格法和双变量协同克里格法，做了空间插值计算，结论如下。,（一）半变异函数,半变异函数模型，是克立格空间插值的前提条件，同时它也决定着空间插值的精度。一般情况下，半变异函数模型是根据半变异函数云图的分布，选择合适的理论模型，按照估计方差最小的原则，运用最小二乘法求得。图和图分别给出了年降水量和年蒸发量的半变异函数云图。,图,年降水量的半变异函数云图,图,年蒸发量的半变异函数云图,从,图,和图,可以看出，年降水量和年蒸发量的块金效应都不明显，这是因为样本点是各个气象站点的实测值，空间分辨率可以忽略不计，另外实验误差和人为误差基本上都很小。,我们,选择各种,不同的,半变异函数理论模型，经过,多次拟合计算和对比分析，发现,指数模型比较好地描述了年,降水量的,空间变异规律。其变异函数的具体形式如下：,式拟合的适度系数为,。,我们,选择各种,不同的,半变异函数理论模型，经过,多次拟合计算和对比分析，发现,球状模型比较好地描述了年,蒸发量的,空间变异规律。其变异函数的具体形式如下,式拟合的适度系数为 。,（二）空间插值结果,基于半变异函数的理论模型和，对甘肃省范围内的年降水量和蒸发量，用普通克立格法进行空间插值计算，得到的结果分别如,图,和图。,（三）结果讨论,从图可以看出，在甘肃省范围内，年降水量的空间分布格局总体上是东南多西北少，并且呈现从东南方向到西北方向逐渐过渡，梯度变化明显；山地多，平地少，南北方向从南部祁连山脉向北部的沙漠戈壁逐渐减少。,年降水量的空间变程很大，最多的东南部是最少的西北部的近,10,倍，其中，甘南东南部玛曲和禄曲、陇南东南部以及平凉和灵台东南地区，年降水量达到,691.59,786.75,mm,之间。,400,mm,等降水线靠近兰州附近，而到了西北端，几乎整个酒泉市、嘉峪关市和张掖市的西北部，年降水量只有,59.17,102.08,mm,。,图,甘肃省年降水量的普通克立格空间插值结果,图甘肃省年蒸发量的普通克立格空间插值结果,从图可以看出，年蒸发量的空间格局，恰好与年降水量的空间格局相反：西北多、东南少，呈现出由西北向东南逐渐减少的变化趋势，梯度变化明显。,年蒸发量的空间变程虽然小于年降水量，但仍然较大，在西北端的酒泉大部分地区以及民勤北部的腾格里沙漠地区，年蒸发量可以达到,2 931.30,3 522.76 mm,之间，而在甘南玛曲的部分地区，只有,1 024.54,1 179.88 mm,。兰州正好处于我国干旱和半干旱区的过渡地带，年蒸发量大致介于,1 389.77,1 508.66 mm,之间。,