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sowie 
2y ZY (h) = 2C zy (0) - C 2Y (h) - C ZY (-h) (2-3) 
Gleichung (2-3) zeigt, daß Kreuzkovarianz und Kreuzvariogramm im allgemeinen nicht 
zwei gleichwertige Funktionen zur Beschreibung der Korrelation von Z(x) und Y(x) 
darstellen. Nur wenn 
C zy (h) = C zy (-h) = C YZ (h) , 
d.h. wenn die Kreuzkovarianz symmetrisch ist, läßt sich eine Äquivalenz in Analogie zu 
(2-2) herstellen. Dann nämlich gilt 
y ZY (h) = C ZY (0) - C ZY (h) . 
2.2 Strukturanalyse 
Der wichtigste und wohl schwierigste Schritt bei allen geostatistischen Verfahren ist 
die Berechnung eines robusten Schätzwertes für das Variogramm oder die Autokovari- 
anz der untersuchten regionalisierten Variablen. Im Falle einer Koregionalisation müssen 
zusätzlich noch Schätzwerte für die verschiedenen Kreuzvariogramme oder Kreuzkova 
rianzen gefunden werden. Eine ausführliche Beschreibung der Strukturanalyse findet 
man z.B. in Journel und Huijbregts (1978) sowie David (1977). Im folgenden sollen daher 
nur die wichtigsten Punkte zusammengetragen werden. 
Ist die regionalisierte Variable stationär 2. Ordnung , kann wahlweise die Autokovari 
anz oder das Variogramm zur Untersuchung der statistischen Struktur verwendet 
werden (vergl. 2.1.1.1). In der Geostatistik wird im allgemeinen das Variogramm bevor 
zugt, da 
a) der Schätzwert der Autokovarianz im Gegensatz zum Schätzwert des Vario- 
gramms einen systematischen Fehler enthält, wenn der Erwartungswert der regio 
nalisierten Variablen im voraus nicht bekannt ist (siehe z.B. Journel und Huijbregts, 
1978), 
b) das Variogramm auch dann noch seine Gültigkeit behält, wenn die regionalisierte 
Variable nur die intrinsische Hypothese (2.1.1.2) erfüllt.