Geoestatística para geoprocessamento

Apresentação em tema: "Geoestatística para geoprocessamento"— Transcrição da apresentação:

1 Geoestatística para geoprocessamento
realidade P a l a v r a s - c h a v e variáveis regionalizadas semivariograma empírico análise estrutural efeito pepita, alcance e patamar análise estrutural isotropia e anisotropia cenário validação cruzada krigeagem Organizado por Eduardo G. Camargo, DPI-INPE

2 OBJETIVO Apresentar as principais noções básicas de geoestatística
para o tratamento de dados geográficos, com exemplos práticos no sistema Sistema de Processamento de Informações Georeferenciadas - SPRING. 01/04/2017

3 TÓPICOS Introdução / Motivação Principais conceitos teóricos
A função variograma Modelos teóricos de variograma Isotropia e anisotropia Validação cruzada Krigeagem linear Integração: SPRING e geoestatística 01/04/2017

4 Introdução / Motivação
Parte 1 Origem da geoestatística Os métodos geoestatísticos, ou simplesmente geoestatística, foram desenvolvidos graças aos estudos do engenheiro de minas Georges Matheron na França no início dos anos 60. A geoestatística está fundamentada na Teoria das Variáveis Regionalizadas, a qual foi formalizada por Matheron a partir de estudos práticos desenvolvidos por Daniel G. Krige, no cálculo de reservas nas minas de ouro na África do Sul. Atualmente a geoestatística é aplicada em vários campos, desde as ciências da Terra e atmosfera, na agricultura, nas ciências dos solos e hidrologia, estudos ambientais e mais recentemente na epidemiologia. 01/04/2017

5 Introdução / Motivação
Parte 1 O que é geoestatística? É uma abordagem PROBABILÍSTICA de modelagem, que engloba um conjunto de métodos estatísticos, para a análise e mapeamento de dados distribuídos no espaço e/ou no tempo. Requer o conhecimento de alguns conceitos básicos: Variável aleatória (V.A.) Momentos da V.A. Exs: E[X]), C[X,Y]; Função densidade de probabilidade (FDP); Função de Distribuição Acumulada (FDA): univariada e bivariada; Função aleatória (FA), etc. 01/04/2017

6 Introdução / Motivação
Parte 1 A modelagem geoestatística envolve três etapas: 1) Análise: objetiva descrever a variabilidade espacial do fenômeno em estudo, denominada de análise estrutural ou modelagem do semivariograma. 2) Inferência: objetiva estimar valores de uma variável distribuída no espaço em locais não amostrados, denominada de krigeagem. 3) Simulação: objetiva construir um conjunto de realizações equiprováveis ou igualmente representativa do fenômeno em estudo. 01/04/2017

7 Superfície da variância Realizações equiprováveis
Introdução / Motivação Parte 1 Etapas da modelagem geoestatística Superfície estimada do fenômeno investigado Região de estudo interpolação krigeagem Superfície da variância da estimativa análise estrutural Realizações equiprováveis simulação condicionada análise exploratória Construção de cenários 01/04/2017 Mapas de incerteza

8 P r o c e d i m e n t o s d e t e r m i n í s t i c o s
Introdução / Motivação Parte 1 Porque usar geoestatística? P r o c e d i m e n t o s d e t e r m i n í s t i c o s Área de Estudo geoestatística inverso da distância Fazenda Canchim vizinho + próximo São Carlos - SP Amostras de campo média Simples 100 25 50 75 % teor de argila 01/04/2017

9 Principais conceitos teóricos
Parte 2 Variável aleatória (V.A.): Uma visão prática no contexto da geoestatística. y A z(u) Z representa a variável em estudo. localizações geográficas onde a variável Z é medida ou observada, denotado por z(u), u  A. z(u) z(u) u: é um vetor de coordenadas geográficas [u(x,y)]; x 01/04/2017

10 Principais conceitos teóricos
Parte 2 Variável aleatória (V.A.): Uma visão prática no contexto da geoestatística. Localmente, um valor z(u), u  A, é interpretado como uma das possíveis realizações da variável aleatória Z(u). Z(u) FDA 1 p=0,4 z=45 V.A. Z(u) A z*=51 p=0,8 F(u, z) | (n) = Prob[Z(u) ≤ z | (n)] z*(u) =51 z(u) =45 F(u, z) = Prob[Z(u) ≤ z] Função de Distribuição Acumulada (FDA) univariada 01/04/2017

11 F(u, u+h; z1, z2) = Prob[Z(u) ≤ z1, Z(u+h) ≤ z2]
Principais conceitos teóricos Parte 2 Função aleatória (F.A.): Uma visão prática no contexto da geoestatística. O conjunto de V.A., {Z(u), u  A}, é uma F.A. Z(u). h é um vetor distância entre dois pontos. z(u+h) h Na geoestatística um caso de particular interesse de F.A. é a FDA bivariada. F(u, u+h; z1, z2) = Prob[Z(u) ≤ z1, Z(u+h) ≤ z2] z(u) A Momento da FDA bivariada: Covariância C[Z(u),Z(u+h)] = E[Z(u).Z(u+h)] – E[Z(u)].E[Z(u+h)] 01/04/2017

12 Principais conceitos teóricos
Parte 2 O que conhecemos de fato até agora? A z(u) Resposta: uma única amostragem do fenômeno de interesse. Em outras palavras, tudo o que se sabe da F.A. Z(u) é uma única realização. {z(u), u  A} PROBLEMA: como deduzir a lei de probabilidade da F.A. Z(u) a partir de uma única realização da mesma? 01/04/2017

13 Principais conceitos teóricos
Parte 2 O paradigma que se estabelece, para inferir as FDA e interpolar valores em localizações não amostradas, é o de assumir a hipótese de estacionariedade. a estacionariedade é uma propriedade do modelo probabilístico, uma hipótese necessária para realização de inferências; não é uma característica do fenômeno espacial em estudo; é uma decisão feita pelo analista, afim de verificar a adequação do modelo à realidade a ser investigada. 01/04/2017

14 Principais conceitos teóricos
Parte 2 Hipótese de estacionariedade de 2a ordem Considera somente o primeiro e o segundo momentos invariantes da F.A. 1) E[Z(u)] = m,  u  A E[Z(u)] = E[Z(u+h)] = m ou E[Z(u)] - E[Z(u+h)] = E[Z(u) - Z(u+h)] = 0 A z(u+h) z(u) h 01/04/2017

15 Principais conceitos teóricos
Parte 2 Hipótese de estacionariedade de 2a ordem 2) a covariância entre os pares Z(u) e Z(u + h), separados por um vetor distância h, é estacionária. A z(u) h z(u+h) C[Z(u), Z(u + h)] = E[(Z(u).(Z(u + h)] - E[Z(u)].E[Z(u + h)]  u  A 01/04/2017

16 Principais conceitos teóricos
Parte 2 Hipótese de estacionariedade de 2a ordem 3) A estacionariedade da covariância implica na estacionariedade da variância: Var[Z(u)] = E[Z(u) - m]2 = E[Z2(u)] - 2.E[Z(u)].m + m2 = = E[Z(u).Z(u + 0)] - 2m2 + m2 = = E[Z(u).Z(u + 0)] - m2 = C(0),  u  A Covariância A z(u) 2 01/04/2017

17 Principais conceitos teóricos
Parte 2 Hipótese de estacionariedade intrínseca estabelece que os incrementos [Z(u) - Z(u + h)] tem esperança zero e variância somente em função de h, assim: 1) E[Z(u) - Z(u + h)]=0 ,  u  A. 2) Var[Z(u) - Z(u + h)] = E{[Z(u) - Z(u + h)]2} = 2(h) em que: 2(h) é denominado de função variograma e (h) de semivariograma (h) = C(0) - C(h) a covariância C(h) e o semivariograma (h) são ferramentas equivalentes para caracterizar a dependência espacial. 01/04/2017

18 Principais conceitos teóricos
Parte 2 relação entre as funções semivariograma e covariância (h) = C(0) - C(h) Variância = 01/04/2017

19 Variograma 2g(h) Parte 3 O variograma é uma ferramenta básica de suporte às técnicas de geoestatística, que permite representar quantitativamente a variação de um fenômeno regionalizado no espaço (Huijbregts, 1975). A z(u + h) z(u) h 2g(h) mede o grau de dissimilaridade entre pares de observação separados pelo vetor distância h; é função do vetor distância h; depende da geometria de amostragem. 01/04/2017

20 Variograma 2g(h) å ^ ^ Parte 3
Definição: esperança matemática (E) do quadrado da diferença entre os valores de pontos no espaço separados pelo vetor distância h. 2(h) = E{[z(u) - z(u + h)]2} Através de um conjunto amostral, {z(u1), z(u2), ..., z(uN)}, o variograma pode ser estimado por: [ z(ui) - z(ui + h)]2 N(h) 1 å i = 1 2g(h) = ^ em que: 2g(h): é o estimador de variograma; ^ h: é o vetor distância (modulo e direção) entre pares de observação; N(h): é o número de pares, z(ui) e z(ui + h), separados por h; z(ui) e z(ui + h): são valores observados nas localizações ui e ui + h. 01/04/2017

21 Semivariograma g(h) å ^ g(h) = ^
Parte 3 Definição: metade da esperança matemática (E) do quadrado da diferença entre os valores de pontos no espaço separados pelo vetor distância h. (h) = E{[z(u) - z(u + h)]2} 1 2 Através de um conjunto amostral, {z(u1), z(u2), ..., z(uN)}, o semivariograma pode ser estimado por: [ z(ui) - z(ui + h)]2 2N(h) 1 å i = 1 N(h) g(h) = ^ em que: g(h): é o estimador de semivariograma; ^ h, N(h), z(ui) e z(ui + h): conforme definidos anteriormente. 01/04/2017

22 Semivariograma g(h) Parte 3
A figura ilustra um semivariograma empírico (ou experimental) com características muito próximas do ideal. alcance (a) patamar (C) efeito pepita (C0) h (h) 01/04/2017

23 Semivariograma g(h) å ^ g(h) = Parte 3
Cálculo do semivariograma a partir de amostras regularmente espaçadas. 1km [ z(ui) - z(ui + h)]2 2N(h) 1 å i = 1 N(h) g(h) = ^ 1km 0o 90o 180o 45o N S L direções de análise (h) = - (h) função simétrica C0 a C h (km) 1 2 3 4 5 6 7 8 9 h a vetor distância h 01/04/2017

24 parâmetros adicionais
Semivariograma g(h) Parte 3 Cálculo do semivariograma a partir de amostras irregularmente espaçadas. [ z(ui) - z(ui + h)]2 2N(h) 1 å i = 1 N(h) g(h) = ^ parâmetros adicionais tolerância do incremento (lag) tolerância angular largura de banda 01/04/2017

25 Semivariograma g(h) å ^ g(h) = Parte 3
Cálculo do semivariograma a partir de amostras irregularmente espaçadas. Semivariograma omnidirecional => tolerância angular = 90o direção de análise (do vetor h) não importa. [ z(ui) - z(ui + h)]2 2N(h) 1 å i = 1 N(h) g(h) = ^ direção de análise tolerância angular = 90o 90o 45o 0o 135o 315o 180o Exemplo: incremento (lag) = 1 km tolerância lag = 0,5 km h (|h|; a) • h (1,30o) h (1,135o) h (1,225o) h (1,5o) 0o 90o 270o 180o h (1,45o) 4 3 2 1 6 5 C0 a C h (km) 1 2 3 4 5 6 7 8 9 01/04/2017

26 Semivariograma g(h) å ^ g(h) = Parte 3
Cálculo do semivariograma a partir de amostras irregularmente espaçadas. Semivariograma direcional => tolerância angular < 90o [ z(ui) - z(ui + h)]2 2N(h) 1 å i = 1 N(h) g(h) = ^ direção do vetor h 90o Tolerância angular < 90o h (|h|; a) 0o 3 8 • • (h) C0 a C h (km) 1 2 3 4 5 6 7 8 9 h (1,6; 57o) Exemplo: incremento (lag) = 1 km tolerância lag = 0,5 km direção de análise = 90o tolerância angular = 35o 55o o o |______|_______| h (1; 30o) 5 • • • 2 270o 7 h (1; 60o) 90o 4 • h (1; 5o) h (1; 304o) h (1; 237o) 1 • • 6 180o 01/04/2017

27 Modelos teóricos de semivariograma
Parte 4 g(h) ^ O gráfico do semivariograma empírico estimado por é formado por uma série de valores, sobre os quais se objetiva ajustar uma função. (h) O modelo de ajuste deve representar o melhor possível o comportamento de g(h). alcance (a) patamar (C) efeito pepita (C0) contribuição (C1) C = C0 + C1 h 01/04/2017

28 Modelos teóricos de semivariograma
Parte 4 Modelo de ajuste esférico Normalizado Sph(h) h a 1 C = 1 Na prática: C0 > 0 e C1 > 1 C0 h g(h) C1 C = C0 + C1 a 01/04/2017

29 Modelos teóricos de semivariograma
Parte 4 Modelo de ajuste gaussiano Normalizado Gau(h) h a 1 C = 1 Na prática: C0 > 0 e C1 > 1 h a g(h) C1 C = C0 + C1 C0 01/04/2017

30 Modelos teóricos de semivariograma
Parte 4 Modelo de ajuste exponencial Normalizado Exp(h) h a 1 C = 1 Na prática: C0 > 0 e C1 > 1 C0 h a g(h) C1 C = C0 + C1 01/04/2017

31 Modelos teóricos de semivariograma
Parte 4 Modelo de ajuste potência Normalizado Pot(h) h e<1 e=1 e>1 Na prática: C0 > 0 e C1 > 1 h g(h) e<1 e=1 e>1 C0 01/04/2017

32 Modelos teóricos de semivariograma
Parte 4 Modelo de ajuste aninhados Existem determinados fenômenos em que são necessários modelos mais complexos de semivariograma para explicar suas variações espaciais. Estes modelos são combinações de modelos simples, denominados aninhados. Ex: Modelo aninhado duplo esférico g(h) C = C0+ C1+ C2 C2 C1 C0 h a1 a2 01/04/2017

33 Isotropia Parte 5 Quando a variabilidade espacial de um fenômeno em estudo é a mesma em todas as direções, diz-se que o fenômeno é isotrópico. N N O L O L S S Imagem nível de cinza Composição Colorida 01/04/2017

34 Isotropia Parte 5 Considere os semivariogramas ilustrados na figura abaixo 0O 45O 90O 135O Modelo de ajuste a C Co g(h) Esta é a representação de um caso simples e menos freqüente, em que a distribuição espacial do fenômeno é denominada isotrópica. Neste caso, um único modelo é suficiente para descrever a variabilidade espacial do fenômeno em estudo. 01/04/2017

35 Anisotropia Parte 5 Quando a variabilidade espacial de um fenômeno em estudo não é a mesma em todas as direções, diz-se que o fenômeno é anisotrópico. O N S L Imagem nível de cinza Composição Colorida direções de continuidade espacial maior menor 01/04/2017

36 Anisotropia Parte 5 A análise da anisotropia objetiva detectar as direções de maior e menor continuidade espacial do fenômeno investigado. Convenções direcionais usadas na geoestatística N 0o 45o 90o O L 135o S Uma forma de detectar a anisotropia é através da observação dos semivariogramas obtidos para diferentes direções. 01/04/2017

37 Anisotropia Parte 5 Um modo direto de visualizar e calcular os parâmetros (fator e ângulo) da anisotropia é através do esboço gráfico de uma elipse (ou diagrama de rosa ). N 0o 30o Parâmetros da anisotropia Fator de anisotropia (Fa) Fa = a2 / a1 Ângulo de anisotropia (Aa) Aa = tomado da direção Norte para o eixo de maior continuidade. No exemplo = 30o. a1 90o O a2 L 120o S 180o Tipos de anisotropia: geométrica, zonal e combinada. 01/04/2017

38 Mesmo modelo para as duas direções
Anisotropia Parte 5 Anisotropia geométrica Neste caso, os semivariogramas apresentam o mesmo patamar (C) com diferentes alcances (a) para o mesmo modelo. g(h) Mesmo modelo para as duas direções a C h Co 120O 30O 01/04/2017

39 Mesmo modelo para as duas direções
Anisotropia Parte 5 Anisotropia zonal Neste caso, os semivariogramas apresentam diferentes patamares (C) com mesmo alcance (a) para o mesmo modelo. Como a isotropia, a anisotropia zonal é um caso menos freqüente presente nos fenômenos naturais. g(h) Mesmo modelo para as duas direções a C h Co 150O 60O 01/04/2017

40 Mesmo modelo para as duas direções
Anisotropia Parte 5 Anisotropia combinada (geométrica + zonal) Neste caso, os semivariogramas apresentam diferentes patamares (C) e diferentes alcances (a) para o mesmo modelo. Pode apresentar também diferentes efeitos pepita. g(h) Mesmo modelo para as duas direções a C h Co 150O 60O 01/04/2017

41 Semivariograma de superfície
Parte 3 É um gráfico 2D que fornece uma visão geral da variabilidade espacial do fenômeno em estudo. Também conhecido como Mapa de Semivariograma. Utilizado para detectar os eixos de Anisotropia (direções de maior e menor continuidade espacial). N 0o ângulo de anisotropia L 90o 01/04/2017

42 Semivariograma de nuvem
Parte 3 É um gráfico das semivariâncias de todos os pares de pontos tomados para um determinado lag (distância). O variograma de nuvem é útil para detectar a presença de “outliers”. “outliers” 01/04/2017

43 Validação cruzada Parte 6
É um procedimento para verificar a adequação do modelo de ajuste ao semivariograma Aprova ? Modelo semariograma Sim Não ? 1 2 3 4 5 Análises estatísticas do erro histograma do erro diagrama espacial do erro diagrama de valores observados versus estimados 01/04/2017

44 Validação cruzada Parte 6 Análise de resultados 01/04/2017

45 Krigeagem Parte 7 O termo krigeagem é derivado do nome Daniel G. Krige
A krigeagem é um estimador estocástico que depende da análise de correlação espacial baseada em semivariograma. Áreas de Aplicações: mapeamento geológico (Verly et al., 1984) mapeamento solo (Burgess e Webster, 1980) mapeamento hidrológico (Kitanidis et. al., 1983) mapeamento atmosférico (Lajaunie, 1984) A krigeagem engloba um conjunto de estimadores: krigeagem Simples (*) • krigeagem Ordinária (*) krigeagem Universal • co-krigeagem krigeagem por indicação • Outros 01/04/2017

46 Krigeagem å å å Parte 7 li . Z li = 1/n li . Z li = ? li = 1/d2 li . Z
Envolve uma combinação linear de n valores em pontos vizinhos. u1 u2 u3 u4 u0 ? z média local Z = ^ u0 å i=1 n li . Z ui li = 1/n krigeagem Z = ^ u0 å i=1 n li . Z ui li = ? inverso do quadrado da distância li = 1/d2 Z = ^ u0 å i=1 n li . Z ui 01/04/2017

47 Krigeagem Parte 7 Os pesos são calculados considerando a estrutura de correlação espacial imposta pelo semivariograma análise de correlação espacial baseada em semivariograma 1 u1 u2 u3 u4 u0 ? z ajuste do semivariograma experimental (modelo teórico) 2 validação do modelo de ajuste 3 4 estimador de krigeagem 01/04/2017

48 Krigeagem Parte 7 Segundo Journel (1988): K.l = k => K-1k =
Os elementos das matrizes de covariâncias são calcu- lados da seguinte forma (Journel, 1988): Substituindo os valores de Cij nas matrizes encontram-se os pesos 1, 2, ..., e n. Estimador de Krigeagem (Journel, 1988): Variância de Krigeagem (Journel, 1988): 01/04/2017

49 Os elementos das matrizes são calculados: Cij = C0 + C1 - g (h)
Krigeagem Parte 7 EXEMPLO Considere o espaço amostral na figura abaixo. Deseja-se estimar o valor da variável Z no ponto u0, a partir de z(u1), z(u2), z(u3) e z(u4). Considere ainda, que o semivariograma empírico foi ajustado através de um modelo esférico, com a = 200, C1 = 20, e C0 = 2. krigeagem ordinária 50 u1 u2 u3 u4 u0 ú û ù ê ë é - 1 04 03 02 01 44 43 42 41 34 33 32 31 24 23 22 21 14 13 12 11 C ú û ù ê ë é 4 3 2 1 a λ = Os elementos das matrizes são calculados: Cij = C0 + C1 - g (h) Modelo Teórico C12 = C21 = C04 = C0 + C1 - g (50 2) = 9,84 = (2+20) - 01/04/2017

50 Krigeagem Parte 7 EXEMPLO
C14 = C41 = C02 = (C0 + C1) - g [ V (100)2 + (50)2 ] = 4,98 C13 = C31 = (C0 + C1) - g [ V (150)2 + (50)2 ] = 1,23 C23 = C32 = (C0 + C1) - g [ V (100)2 + (100)2 ] = 2,33 C24 = C42 = (C0 + C1) - g [ V (100)2 + (150)2 ] = 0,29 C34 = C43 = (C0 + C1 ) - g [ V (200)2 + (50)2 ] = 0 C01 = (C0 + C1 ) - g (50) = 12,66 C03 = (C0 + C1 ) - g (150) = 1,72 C11 = C22 = C33 = C44 = (C0 + C1 ) - g (0) = 22 50 u1 u2 u3 u4 u0 01/04/2017

51 Krigeagem l1 = 0,518 l2 = 0,022 l3 = 0,089 l4 = 0,371 Parte 7
EXEMPLO Substituindo os valores de Cij nas matrizes, encontra-se os seguintes pesos: l1 = 0, l2 = 0, l3 = 0, l4 = 0,371 Finalmente o valor estimado é dado por: 0,518 z(u1) + 0,022 z(u2) + 0,089 z(u3) + 0,371 z(u4) Z(u0) = ^ 50 u1 u2 u3 u4 u0 COMENTÁRIO: embora as amostras Z2 e Z3 tenham pouca influência na estimativa final de Z0, suas influências não são lineares em relação às suas distâncias a partir de Z0. A amostra Z3 está mais distante que Z2; no en- tanto, tem mais influência, 8,9%, que Z2, 2,2%. Isto ocorre porque Z0 está diretamente sobre a influência de Z3, enquanto Z2 está muito pró- ximo de Z1. Ao se introduzir as covariâncias no cálculo dos pesos, evita-se associar pesos indevidos a “clusters” (agrupamentos) de amostras, o que não ocorre com outros métodos baseados somente na distância. 01/04/2017

52 Integração: SPRING e geoestatistica
Parte 8 SPRING: geoestatística 01/04/2017

53 Integração: geoestatistica e SPRING
Parte 8 01/04/2017

54 Integração: geoestatistica e SPRING
Parte 8 01/04/2017

55 Integração: geoestatistica e SPRING
Parte 8 01/04/2017

56 Integração: geoestatistica e SPRING
Parte 8 01/04/2017

57 Integração: geoestatistica e SPRING
Parte 8 01/04/2017