中国冬季气温变化的趋向性研究_黄嘉佑

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中国历年冬天平均气候

中国历年冬天平均气候

中国历年冬天平均气候1、中国气象局监测显示,2013—2014年冬季,中国平均气温为-4.7摄氏度,是1987年以来的最低值这是指在这段时间里的平均气温为零下4.7度(是指所有的测站数据的平均值之后的再平均得出来的)。

2、全国各大城市的年平均温度城市夏季平均温度年平均温度冬季平均温度城市夏季平均温度年平均温度冬季平均温度北京 26.1 11.8 -4.6 杭州 28.1 15.8 4.7天津 25.2 12.2 -4.2 福州 28.9 19.3 11.6石家庄 27.4 13.3 -2 郑州 27.2 14.2 0.3南京 27.7 15.6 -2.7 武汉 29.1 16.5 4.3兰州 23.4 9.5 -4.1 长沙 28.9 17.25 4.7银川 24.1 8.4 -7.2 南昌 28.6 17.8 8.4济南 28.2 14.6 -0.4 南宁 28.3 21.7 13.7西安 27.36 13.7 0 广州 28.5 21.8 14.2太原 24.2 9.9 -5.2 成都 25.8 16.6 6.2西宁 14.7 5.1 -8 重庆 29 17.8 8乌鲁木齐 24.1 5.7 -13 昆明 21.1 20.6 9.4呼和浩特 23.7 6.2 -11.4 贵阳 23.6 19.9 4.9哈尔滨 24.3 4.4 -17.2 拉萨 15.8 7.9 0.8长春 24.5 5.1 -15.2 合肥 28 15.3 2.5沈阳 25.6 7.8 -12 上海 28.6 17.9 4.7大连 24.4 10.8 -3.8 香港 28 23.3 15海口 29.1 23.8 -18.8 澳门 28.5 22.3 14.53、天津地区历年冬季平均气温是多少度?多年历史统计,天津12月、1月、2月平均气温分别为-0.8、-3.1和 -1.0℃,也就是冬季平均气温为-1.6℃。

由于统计资料起止时间不同可能有微小差异,但应该相差不大。

对我国极端高温事件阈值的探讨

对我国极端高温事件阈值的探讨

对 我 国极 端 高温 事件 阈值 的探 讨
李 庆 祥
黄 嘉 , 京 10 8 ) 。 ( 京 大 学 物 理 学 院 , 京 1 0 7 ) 国 北 0 0 1 北 北 08 1


利 用 我 国 1 5 20 9 1 0 8年 逐 日最 高 气 温 资 料 集 , 行 缺 测 资料 的恢 复 整 珲 , 到 较 完 整 的 1 6 2 0 进 得 9 1 0 8年 2 4站 2 逐 日最 高 气 温 资 料 集 。在 此 基 础 上 , 用 两 种基 于 正 态 分 布 的 传 统 阈 值 计 算 的 方 法 ( 法 1方 法 2 和 该 文 提 f 的 采 方 , ) 【 l 基 于 实 际 样 本 频 率 分 布 的 阈值 计 算 方 法 ( 法 3 , 我 国 高 温 阈值 的 确定 进行 比 较 研究 。结 果 表 明 : 文 提 出根 据 方 )对 该 最 高 气 温 的实 际 样 本 频 率 分 布 作 为 实 际概 率 分 布 的 近 似 , 传 统 求 极 端 气 候 事 件 阈 值 方 法 效 果 更 好 , 够 比较 接 较 能 近 I常 使 用 极 端 气 候 事 件 阈值 , 有 较 好 的 稳 定 性 。另 外 , 据 计 算 结 果 , 西 南 地 区 、 海 、 北 地 区 大 部 和 内 蒙 : t 亦 根 除 青 东 占外 , 国 大 部 分 地 区最 高 气 温 极 端 气 候 事 什 的 阈值 均 超 过 3 。 即 我 国 I常 人 们 使 用 的 3 ℃ 高 温 阈值 作 为 夏 我 5 C, : 1 5 季 高 温极 端 事件 标 准 是 合 理 的 。 关 键 词 : 候 学 ;极端 气候 事 件 ;阈值 ;最 高 气 温 ; 率 分 布 气 概

厄尔尼诺造成中国暖冬原理

厄尔尼诺造成中国暖冬原理

厄尔尼诺造成中国暖冬原理厄尔尼诺现象是指赤道太平洋地区海表温度异常升高,从而引发全球气候变化的一种自然现象。

这种现象通常发生于每隔两到七年的时间间隔内,对世界各国的冬季天气有着重要影响。

对于中国而言,厄尔尼诺现象常常导致暖冬的到来。

一、厄尔尼诺与中国暖冬的关系厄尔尼诺现象会导致一系列的气候异常现象,包括温度和降水的改变。

由于厄尔尼诺时期赤道太平洋海洋表层温暖,海洋表面蒸发增加,导致大量水汽进入大气层。

这些水汽会形成云团,并在大气中传导,从而影响到全球的气候系统。

在厄尔尼诺时期,赤道太平洋上空的暖湿气流会受到加强,而中国东部则处于受到厄尔尼诺影响的亚洲季风的北边缘。

这导致中国东部冬季的气温偏高,并且降水量较少。

二、厄尔尼诺造成中国暖冬的原理厄尔尼诺现象导致中国暖冬的原理可以从以下两个方面来解释。

1. 大气环流异常影响厄尔尼诺现象会导致赤道东太平洋地区的热空气上升,形成高压系统。

这个高压系统会引发大气环流异常,使得中国东部的冬季气温升高。

具体来说,厄尔尼诺时期,西太平洋副高移动偏北,使得南海地区和中国东部受到更多的暖湿气流影响。

这导致冬季的气温明显偏高,并且出现的冷空气活动频繁、强度减弱,降水量也偏少。

2. 海洋表面温度异常影响厄尔尼诺现象使得赤道太平洋海洋表层温度升高,而海洋是调节气候的重要因素之一。

海洋表面温度的变化会对大气环流产生重要影响,从而影响到中国的冬季气候。

在厄尔尼诺时期,赤道太平洋海洋表层温度升高,导致温暖的海洋水汽向东南方向传播。

这会改变东亚地区的季风环流格局,并且增加水汽输送量。

水汽增多会在中国东部形成较为稳定的高压系统,进一步导致气温升高。

三、厄尔尼诺造成中国暖冬的影响厄尔尼诺造成的中国暖冬对各个方面都会产生影响。

1. 农业影响中国东部冬季气温升高,对于农作物的生长和发育有利。

但由于降水量减少,也可能导致农业灌溉困难和水资源短缺。

因此,对于农业来说,厄尔尼诺造成的中国暖冬是带来利与弊并存的。

气象统计方法气象资料及其表示方法课件

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气象统计方法气象资料及其表示方法
(1)概念 峰度系数与偏度系数是用来衡量随机变量概率
密度分布曲线形状的数字特征,描述了气候变量 的分布特征。
偏度系数:表征曲线峰点对期望值(平均值) 偏离的程度。
峰度系数:表征曲线分布形态顶峰的凸平度 (即渐进于横轴的陡度)。
气象统计方法气象资料及其表示方法
(2)标准偏度系数和峰度系数的计算公式为:
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ARGO计划
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气象监测意义:
1. 记录天气、气候的实际情况 2. 了解气候的基本状况 3. 分析研究气候变化规律 4. 气候预测 (第一张天气图的诞生)
气象统计方法气象资料及其表示方法
气象统计方法气象资料及其表示方法
江苏省气温异常及其标准化
气象统计方法气象资料及其表示方法
降水距平百分率
距平/平均值*100% 1)计算降水距平,即观测值减去平均值 2)1步骤所得结果除以该平均值,乘以100
%,即为降水距平百分比 注意:当观测值序列时间比较长,超过30年,可以
选择1980-2009的平均值,作为步骤1中的平均值
化)。
气象统计方法气象资料及其表示方法
江苏省全年月降水数据分布图
气象统计方法气象资料及其表示方法
第二节 多要素的气象资料
*也可以理解为同一要素多个格点(站点) 的资料,下面慢慢体会。
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江苏省冬季气温的异常(1958-2007)
气象统计方法气象资料及其表示方法
如何正确计算异常场?
气象统计方法气象资料及其表示方法

东亚冬季风指数对中国冬季气候变化表征能力的对比分析

东亚冬季风指数对中国冬季气候变化表征能力的对比分析

doi:10.11676/qxxb2024.20230111气象学报东亚冬季风指数对中国冬季气候变化表征能力的对比分析*敖康顺1 耿 新1 张文君1 王 林1,2AO Kangshun1 GENG Xin1 ZHANG Wenjun1 WANG Lin1,21. 南京信息工程大学气象灾害教育部重点实验室/气候与环境变化国际合作联合实验室/气象灾害预报预警与评估协同创新中心,南京,2100442. 中国科学院大气物理研究所季风系统研究中心,北京,1000291. Key Laboratory of Meteorological Disaster of Ministry of Education,Joint International Research Laboratory of Climate and Environment Change,Collaborative Innovation Center on Forecast and Evaluation of Meteorological Disasters,Nanjing University of Information Science and Technology,Nanjing 210044,China2. Center for Monsoon System Research,Institute of Atmospheric Physics,Chinese Academy of Sciences,Beijing 100029,China2023-07-28收稿,2023-11-17改回.敖康顺,耿新,张文君,王林. 2024. 东亚冬季风指数对中国冬季气候变化表征能力的对比分析. 气象学报,82(2):168-189Ao Kangshun, Geng Xin, Zhang Wenjun, Wang Lin. 2024. Comparative analysis of the performance of East Asian winter monsoon indices in capturing winter climate change over China. Acta Meteorologica Sinica, 82(2):168-189Abstract Based on the ERA5 atmospheric reanalysis dataset and the stational surface air temperature (SAT) and precipitation data from China National Climate Centre during 1951—2022, 33 East Asian winter monsoon (EAWM) indices are selected and categorized into six types, namely the land-sea sea-level pressure (SLP) difference indices, the Siberian high indices, the East Asian trough indices, the low-level wind indices, the mid- to high-level wind indices, and the synthetic indices. Characteristics of their long-term linear trends and interannual and interdecadal variabilities are then analyzed. Their abilities to represent the spatiotemporal variability of winter SAT and precipitation in China and their relationships with major internal variabilities of the climate system such as the El Niño-Southern Oscillation (ENSO) and the Arctic Oscillation (AO) are also evaluated. The results are as follows: (1) In terms of long-term trend, although winter climate in China is characterized by an obvious warming and wetting trend, only the East Asian trough and the synthetic indices exhibit a significant weakening trend, while other indices basically show a weak strengthening trend. This result suggests that there are certain differences in the responses of different sub-members of the EAWM to current global warming. (2) On the interannual and interdecadal variability, the EAWM indices mainly show characteristics of quasi-4 a, quasi-8 a and quasi-16 a periodic oscillations. Most of the indices can well capture the interdecadal weakening of the EAWM that occurred around the mid to late 1980s. Meanwhile, the Siberian high indices, the East Asian through indices, the mid- to high-level wind indices and the land-sea SLP difference indices which consider the north-south SLP difference, show a good representation of the interdecadal strengthening of the EAWM that occurred in the mid-2000s. (3) All types of indices, except the low-level wind indices, perform well in reflecting the SAT variability in China. In particular, the indices based on the Siberian high show the best performance. The winter precipitation variability in China is best described by the low-level wind indices, while the Siberian high indices show relatively poor representation. (4) Regarding the relationship between major internal variability of the climate system and the EAWM, most of the indices show an excellent performance in reflecting the ENSO-EAWM relationship, among which the* 资助课题:国家自然科学基金项目(42125501)。

风寒温度

风寒温度

近五十年来中国冬季风寒温度的变化1冯胜辉,龚道溢,张自银,何学兆,郭栋,雷杨娜(北京师范大学资源学院,地表过程与资源生态国家重点实验室,北京 100875)摘要:风寒温度是冬季表征人体热舒适度常用的参数,也是气候变化影响研究中关注的要素。

本文利用中国地面国际交换站气候资料月值数据集的气温和风速,计算和分析了1956~2005年中国冬季风寒温度的时间和空间变化特征。

结果表明,近50年来中国冬季风寒温度普遍呈上升趋势,全国平均升高3.2℃,变化速率达0.64℃/10a;西北、华北、东北和青藏地区的上升速率分别为0.79℃/10a、0.84℃/10a、0.81℃/10a、0.80℃/10a,其中华北北部农牧交错带地区上升趋势最为强烈,超过1℃/10a;35°N以南的我国南方地区上升速率较低,为0.39℃/10a。

风寒温度的这种变化特征是近50年来气温升高和风速下降综合作用的结果。

其中气温变化造成的风寒温度上升是2.4℃,而地表风速下降对风寒温度的贡献为0.8 ℃。

东亚气温和风速的变化受诸多大气环流系统的影响,分析表明影响东亚气候的几个主要环流因子中,西伯利亚高压、北极涛动、西太平洋遥相关型和欧亚遥相关型等与风寒温度有显著相关。

这四个环流因子一起能解释50年来全国平均风寒温度方差的46.7%。

全国平均气温与这四个环流因子的相关分别达到-0.65,+0.49,+0.31和-0.32;而平均风速与北极涛动的相关最显著,达-0.51。

关键词:冬季;风寒温度;气温;风速;趋势1 引言影响室外人体热舒适度的气象要素包括:气温、风速、湿度等,以及吸收和散失的热量、对流和传导,还有人体可以改变自身热量舒适程度的诸多因子[1]。

在这些要素中,气温和风速起主导作用[2]。

早在1920年,Hill[3,4]就开始了大气环境对人体热舒适度的影响研究。

Siple 和Passel[1]在南极进行科学研究探险时提出风寒(windchill)概念,用以描述冷空气以风的形式运动时人体所承受寒冷感觉的程度,以及裸露体表被冻伤的危险度,并定义风寒指数(wind chill index ,WCI,单位Kcal/m2·h-1)来表示一定气温和风速作用下,裸露的体表面每平方米每小时散发的热量,同时利用大量的实验数据拟合出了风寒指数的经验公式。

潘家口地区冬季气温与汛期降水相关性分析

潘家口地区冬季气温与汛期降水相关性分析
以及 全 年 降 水 的 预报 因子 是 可行 的 。 关键词 : 前 冬 气温 ; 汛期 降水 ; 统 计 相 关性 ; 潘 家 口站
中图分类号 : T V I 2 1 . 1
文献标识பைடு நூலகம்码 : B
文章编号 : 1 0 0 4 — 7 3 2 8 ( 2 0 1 3 ) 0 6 — 0 0 4 5 — 0 3
降 水 总量 占全年 降水 总 量 的 百分 比超 过 7 0 %. 这 说 明潘 家 口地 区降水 主要 集 中在汛 期 。从 三次滑 动平
均 趋 势线 上 可 以看 出 ,虽 然 百分 比在 6 0 %~ 9 0 %振
夏 季 因副热 带 高 压势 力 加 强 北上 , 海 洋上 湿 暖 气 团 和干 冷 大陆 气 团在 此 交 绥 , 气候湿润 , 降水 多 , 全 年 降水 主要 集 中在夏 季 ( 6 — 9月 ) , 称 之为 汛 期 。在此 期问, 降水次数多且雨量集 中, 发 生 局 地 性 洪 水 的
黑 汀水库 作 为津唐 两 市 的重 要水 源地 ,为地 区经 济 发展 、 社 会稳定 作 出 了积极 贡献 。 因此 , 预测 潘家 口 地 区降水 .对 潘家 口水 利枢 纽工 程 的安 全稳定 有 序
运行 意义 重大 。
降水 资料进 行统 计分 析 .试 图找 出两者 之 间的 因果 关系, 使用经典统计方法 ( C S ) 建 立 预报 方 程 , 便 于
潘家 口水 库 位 于滦 河 干 流 , 库 区来 水 主 要 是 上 游 降水 。 滦河 流 域 地处 华 北 北 部 , 属 于 温带 大 陆 季 风气 候 区 , 气 候 降水 是 水 资 源最 重 要 的来 源 。本 地
区冬 季受 极 地 大 陆性 气 团控制 . 气 候寒 冷 . 雨雪少 :

气象中的统计方法总结

气象中的统计方法总结

气象中的统计方法总结气象中的统计方法总结中国近20年来气象统计预报综述中国近20年来气象统计预报综述谢炯光曾琮(广东省气象台)摘要近20年来,多元统计分析方法有了长足的进步,涌现出不少新方法、新技术。

本文着重介绍了近20年来气象统计预报在中国气象业务科研中的一些应用和发展,主要从多元统计分析意义上来选材。

关键词:多元分析、气象统计、预报。

一、前言气象统计预报在中国气象业务预报和科研工作中占有重要的位置,特别是在模式统计释用及中长期预报业务中,统计预报更是扮演着一个重要的角色,多元分析中的回归分析、典型相关分析、EOF分析等更是气象预报和分析不可少缺的工具。

近20年来,气象统计预报在中国取得了长足的发展。

本文主要综述统计方法在气象预报业务中的各个方面的应用及其所取得的一些成绩。

二、多元统计分析在气象预报业务中的应用1、回归分析广东、江西、河北、辽宁等气象局[1]用0、1权重回归、逐步回归、多元回归等方法,得出晴雨MOS预报方程。

1978年曹鸿兴等、史久恩等[2]用逐步回归建立最高、最低气温预报方程。

新疆自治区气象台张家宝等[3]以预报员经验为基础,采用完全预报(PerfectProgMethod)方法,应用0、1权重回归建立了有无寒潮的预报。

上海气象台丁长根、黄家鑫[4]用逐步回归建立U、V和S(全风速)预报方程。

1965年W.F.Massy[5]提出的主成份回归、1970年Hoerl和Kennard[6]提出的岭估计(Ridgeestimate)以及Webster等人[7]提出的特征根回归(Latentrootregression,LRR)对在回归分析中出现复共线性(Multi-collinearity)有较好的处理。

冯耀煌[8]在预报集成中,应用了岭回归技术,李耀先[9]用岭回归作水稻产量年景预测。

魏松林[10]用特征根回归建立长春6-8月平均气温的特征根回归。

Furnialhe和Wilson提出的穷尽所有回归的算法,比较彻底地解决了最优回归(即最优子集回归)的问题。

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分布[ 8] 。统计量 t= s
n
x 1- x 2 1 1 n+ m
2
资料与方法
( 1) n+ m - 2 x 1 和 x 2 分别表示冬季后 期和前期气温距平平均 s= 值 , n 和 m 分别表示冬季后期和前期序列的样本容 量 , 其差异程度可以通过计算的实际 t 值 , 然后进行 显著性检验。
1 主分量逐年变化曲线( 图 1) 看出, 气温变化总趋势 是上升的, 反映气温的世纪变暖趋势 , 但是变暖的趋 势有一个转折, 在 1980 年以前上升趋势很弱 , 但是 在 1980 年以后, 上升趋势加剧。而从河源冬半年气 温第 2 主分量逐年变化曲线 ( 图 2) 看出, 其变化趋 势是下降的 , 反映第 2 个变化特征的表现呈下降趋 势 , 而且趋势变化仍然存在年代际的差 异, 即 1980 年前后变化趋势有明显差异。第 3 主分量与第 2 主 分量变化类似( 图略) 。从 3 个气候变化特征所对应 的主分量变化情况看出 , 它们的变化存在年代际变 化的差异, 其转折点大致出现在 1980 年。
河源 10 月 1 主分量 2 主分量 3 主分量 0. 69 0. 41 0. 24 11 月 0. 74 0. 23 - 0. 14 12 月 0. 46 - 0. 25 - 0. 78 1月 0. 69 0. 23 0. 06 2月 0. 52 - 0. 49 0. 46 3月 0. 31 - 0. 79 0. 07 10 月 0. 21 0. 88 0. 19 11 月 0. 28 - 0. 34 0. 87 12 月 0. 59 0. 07 - 0. 21 通化 1月 0. 69 0. 29 0. 20 2月 0. 75 - 0. 23 - 0. 24 3月 0. 77 - 0. 20 - 0. 16
*
初稿时间 : 2005 年 10 月 21 日 ; 修改稿时间 : 2006 年 1 月 5 日。 资助课题 : 国家自然科学基金面上项目/ 使用全球气候模式研究冬季早期和晚期相反气候趋向0 ( 40575031) 和国家自然科学基金重点 项 目 / 北极平流层异常对亚洲及北太平洋地区的天气气候影响研究0 ( 40533016) 。 作者简介 : 黄嘉佑 , 教授 , 研究方向 : 气候与气候变化影响。 E -mail: jy@ pku. edu. cn
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64 卷
只是在第 1 个主要特征上 , 表现为冬半年的前 3 个 月趋势是上升的 , 后 3 个月同样也是上升的 , 也可 以以 3 个月为分界。第 2 特征与河源 第 3 特 征类 似, 单月特征前冬表现在 10 月份 , 而后冬仍然表现 在 2 月份。 第 3 特征与河源第 2 特征类似, 前冬表 现在 10, 11 月份 , 而后冬相反变化仍然表现在 2, 3 月份。从这 3 个主要气候变化特征看到, 中国南北 冬季气温变化存在前冬与后冬变化不同的气候变化 特征。 进一步, 对两个站的前 3 个主分量分析可以分 析它们的年际变化主要特征。从河源冬半年气温第
- 7] 差异显著性均超过 5% 显著性检验水平 [ 6 。
近年来, 气温变化的趋向性研究受到气象学家 很大关注。例如胡桂芳等 [ 1] 对济南 、 青岛年及四季 的平均和平均最低( 高) 的百年气温序列进行诊断分 析, 发现近百年来年平均最低气温和平均气温都呈 上升趋势 , 但前者的增温率明显高于后者; 最高气温 青岛呈上升趋势, 而济南却呈下降趋势。这种最高 和最低气温的趋向性变化趋势在国内外均有很多的 - 5] 表现[ 2 。 另外 , 在中高纬度地区冬季气候也显示出了值 得关注的趋向性变化趋势, 即冬季早期的气候趋势
Fig . 2 Same as Fig. 1 but for the second
对通化冬半年气温变化主分量分析的结果与河 源的分析类似( 图略 ) , 也存在以 1980 年为分界点的 趋势变化不同的特征。因此, 我们把 1951 ) 2003 年 分为 1951 ) 1979 年 和 1980 ) 2003 年两个时段 , 研 究中国前冬和后冬两个时段气温变化的差异和趋向 性。 为了反映前冬与后冬气温变化趋势的差异, 我 们根据主分量的 3 个变化特征分别定义不同前冬和
第 64 卷第 5 期 2006 年10 月




ACT A M ET EOROL OGICA SIN ICA
Vol. 64, No. 5 O ctober 2006
中国冬季气温变化的趋向性研究
黄嘉佑 胡永云
北京大学物理学院大气科学系 , 北京 , 100871
*


使用 160 个测站冬半年月 平均气温资料 , 对中国最近几 十年 ( 1951/ 1952 ) 2003/ 2004) 的冬季气温变化趋 向的 气候特征进行分析。分析方法包括趋势分析、 主分 量分析。结 果表明 , 中 国冬季 的前冬 和后冬气 温的变 化存在 明 显的年际、 年代际趋向性差异。 趋向性差异在年际的变化方面的表现 , 中国南方地区 冬季气温变化 , 最主要的 特征是变化 趋向的一 致性 , 即 前 冬有变暖的趋向 , 后冬也有变暖的趋向 , 但是前冬变暖趋向不明显。而北方地区与 南方地区有 不同 , 表现在冬季 气 温变化 , 虽然也存在变暖趋向 , 但是前冬变暖的趋向比 南方趋 向明显。第 2 个气 候变化 特征 , 南方 地区是前 、 后冬 相反的变化趋向 , 即前冬暖 ( 冷 ) , 后冬则冷 ( 暖 ) 。而北方地区这种特征表现不明显。 趋向性差异在年代际的趋向性变化方面的表 现更加明 显。南方 地区在 1980 年 以前 , 前后冬 的气温 变化趋 向 都是下降的 , 但是后冬下降速度较前冬缓和 , 在 1980 年以后 , 前后冬的气温变化趋 向都是上升 的 , 但 是后冬上升 速 度也较前冬缓和。而北方地区在 1980 年以前 , 前后冬的气温变化趋向同样都是下 降的 , 但 是后冬下 降速度较前 冬 加快 , 而在 1980 年以后 , 前后冬的气温变化趋向都是上升的 , 但是后冬上升速度也较前冬加快。 不同的前冬和后冬气温序列不同时段标准化距平的平均值也存在差 异。南方地区 1980 年以 前 , 大 部分地区 , 气温均比常年偏低。但是后冬偏低程度较前冬缓和 , 而在 1980 年以后 , 气温 均比常 年偏高 , 后冬 偏高的 程度也 较 前冬 缓和。而 北方地区在 1980 年以前 , 冬 半年气温 均比常 年偏低 , 后 冬气温偏 低的程 度较前 冬大。而 在 1980 年 以后 , 冬半年气温均比常年偏高 , 而且后冬偏高的程度较前冬大。 关键词 : 气温变化 , 冷趋向 , 暖趋向。
表2 T able 2
后冬的代表序列: 序列 ( 1) 用前冬 3 个月和后冬 3 个 月的气温标准化距平的平均序列为代表, 序列( 2) 用 前冬 10, 11 月和后冬 2, 3 月气温标准化距平的平均 序列为代表; 序列 ( 3) 用前冬 12 月份和后冬 2 月份 气温标准化距平的序列为代表。然后分别计算前冬 和后冬序列的年际变化线性趋势 ( 即以时间为自变 量的一元回归方程的变量系数值, 单位: e / a) 。表 2 给出它们在 1980 年前后两个时段的趋势比较。
性, 即前冬暖 ( 冷 ) , 后冬也暖 ( 冷 ) 。但是各月荷载 值的变化趋势有不同 , 冬半年的前 3 个月趋势是下 降的 , 后 3 个月同样也是下降的 , 可以以 3 个月为 分界。 第 2 个主要特征是前 2 个月与后 2 个月变化
相反 , 即前冬 ( 2 个月 ) 暖 ( 冷 ) , 后冬 ( 2 个月 ) 则冷 ( 暖 ) 。第 3 特征表现单月变化特征, 河源前冬以 12 月为代表 , 后冬以 2 月为代表 , 仍然表现为前冬与 后冬变化不同的特征。通化站也有类似变化特点。
图 1 河源冬半年气温第 1 主分量逐年变化 Fig . 1 Yearly variations of the first principal component of winter half y ear temperatures for Heyuan
图2
河源冬半年气温第 2 主分量逐年变化 principal compo nent
表 1 河源和通化站 前 3 个主 分量在 6 个月的荷载 T able 1 Loadings of the first three principle components of winter six mont h temperatures for Heyuan and T onghua station
3
冬季气温的变化的趋向性表现
取当年 10 月至次年 3 月作为冬半年逐月气温
来反映冬半年气温的变化情况。经过对中国 160 个 测站的气温变化趋势计算 , 发现中国气温趋向变化 的差异分布可以分为北方区和南方区, 选取其中变 化最大的测站, 北方代表站为吉林省通化 , 南方代表 站为广东省河源。详细考察它们冬季气温逐年变化 情况。为了消除月气温存在的年变化差异 , 使得各 月的气温变化在相同的基础中比较, 对原始各月气 温序列作标准化处理。 对两个测站冬半年 6 个月的变化序列进行主分 量分析。计算得到两个站前 3 个主分量的累积方差 贡献 , 河 源 是 0. 35, 0. 55 和 0. 70; 通 化是 0. 35, 0. 53, 0. 69, 它们均可以解释 全部变化方差的 70% 左右。说明可以用它们前 3 个主分量, 分别反映南 方与北方地区的冬半年气 温变化主要特 征。从河 源、 通化站前 3 个主分量在 6 个月的荷载 ( 表 1) 看 出 , 河源站的冬半年气温变化第 1 个主要特征是一致
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与晚期的趋势几乎相反 , 这种相反的气候变化趋势 可以从近 25 a ( 1979 ) 2003 年 ) 地表气温的趋势中 看到 , 冬季早期( 11 和 12 月平均 ) 和晚期 ( 2 和 3 月 平均 ) 的地表气温有相反的趋势变化 , 在冬季早期, 欧亚大陆高纬度地区的地表在变冷, 最大降温位于 西伯利亚。与此同时, 极地地表在变暖, 最大升温位 于加拿大北部地区。在冬季晚期, 地表气温的变化 趋势与冬季早期基本相反, 欧亚大陆上的变暖, 最大 升温区位于西伯利亚 , 与此相应的降温地区位于加 拿大北部 , 这种差异性十分明显。冬季早期极地和 加拿大北部的升温的显著性、 冬季晚期气温趋势的
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