雨量与蒸发对比雨量日累计值相差的分析

雨量器与蒸发对比雨量器属于两个相同容器,它们位于观测场中间位置的东西方向,相距约４ｍ的直线上,大部分降水日数中,雨量与蒸发对比雨量的日累计值存在差异,差值大约在±０１～±０９ｍｍ之间。有极少数差值大于±１０ｍｍ,有人认为,降水量越大,雨量与蒸发对比雨量日累计差值越大,其实不然。　　设：Ｒ１为实测雨量日累计值,Ｒ２为蒸发对比雨量日累计值,以南宁地区马山县气象局部分实测雨量与蒸发对比雨量日累计值列表如下。年月日Ｒ１（ｍｍ）Ｒ２（ｍｍ）Ｒ１－Ｒ２降水最后结束时间１９９８５１１１２８３１…     

南京雨量日变化之分析

南京每小时雨量纪录始于民国十七年岁首,终于二十六年十二月,为期不足十年,而民国十七年一年之中,观测地点尝有迁移,实际完整之纪录仅八年,今为统计方便计,断自十九年,迄于二十三年, 虽为期甚短不规则之变化,未能尽行消除,然高低之所在,已跃然于纸上矣。以五年各小时平均总量而论,最高点在下午六时,次高点在上午八时;最低点在正午,次低点在子夜后一时,二低点雨量之差甚微,最高点与次高点则相差22粍之多,全日较差即最高点与次高点之差为44粍,各季平均之雨量日变化大致亦与年平均者相似,惟最高与最低     

流行性感冒爆发气象条件主成分分析

文章对1970-1989年北京、天津和石家庄市流行感冒爆发期间温度、湿度、降水量等9个旬平均气象条件进行主成分分析，前3个主成分的方差贡献率占总方差的81.94％。前3个主成分的特征向量表明，利于流行性感冒病毒传播流行的气象条件依次是：①旬平均湿度低、降水和蒸发量小（第一主成分方差贡献率占总方差的37.8％），②旬平均风速和蒸发量小、辐射较弱（第一主成分方差贡献率占总方差的25.37％）；③气压和地表温度升高（第三主成分方差贡献率占总方差的18.77％）。     

甘肃省玉米产量的主成分分析

应用自然正交函数方法将甘肃省玉米产量的趋势产量项(Yt)和气候产量项(Yw) 进行展开,展开后的Yt、Yw第一特征向量都表明了Yt、Yw总趋势的一致性,其大值中心表明产量变率较大。通过对各主成分主要时间系数与各站Yt、Yw进行相关分布分析,筛选出全省玉米产量的八个站点,这些站点基本上代表了本省不同类型的农业气候区域的玉米产量水平和生育状况。     

基于雨量分级回归分析的站点日降水量预报订正

利用ECMWF 24h累计降水量预报资料,以全国范围内2403个国家地面气象观测站24h累计降水量作为观测资料,对站点预报结果进行雨量分级回归订正,并与直接双线性插值的预报结果进行对比,利用频率匹配法进一步对不同量级的降水预报结果进行二次订正。结果表明,雨量分级回归相比双线性插值,可以减小预报误差,提高预报结果与观测值之间的相关系数以及降水预报的ETS评分,使站点预报值更接近实况。频率匹配法能改善各降水量级的预报效果,降水面积偏差减小,小雨空报率和大雨漏报率减小。对于不同起报时间、不同降水量级和不同预报时效,雨量分级回归和频率匹配法的改进程度各不相同。雨量分级回归对于20:00起报的降水预报改进幅度大于08:00,对0.1mm和50mm量级的降水预报改进较为有限,对5～15mm量级的降水预报改进明显,且随预报时效的延长,对降水预报的改进幅度呈增大趋势。此外,频率匹配法对于起报时次效果较差的降水预报改进幅度较大。     

珠海市年雨量和年最大日雨量多年一遇的极值计算

用皮尔逊-III型分布分别对珠海市年雨量和年最大日雨量两种变量进行拟合,进而计算了它们在不同重现期下的极值。结果表明:珠海市50年一遇的估算年雨量和年最大日雨量分别是2 908 mm和565 mm,100年一遇的分别是3 042 mm和648 mm。用澳门和珠海的雨量历史资料验证发现:澳门在104年间出现的最大年雨量是3 041.4 mm,与珠海百年一遇估算雨量吻合;珠海平均7.2年出现一次2 500 mm以上年雨量,而该雨量的估算重现期是7.5年,亦十分接近;年最大日雨量的估算重现期则比实际重现期小些。可见拟合良好,对其不同重现期下的极值估计结果可信。     

主成分分析在气候区划中的应用

对n个站、p个气候要素的气候场,可由主成分分析用前m个主成分表征气候场的气候特征;并由因子载荷量判断各主成分表示的气候意义。对陕西省100个站、17个气候要素进行主成分分析,结果前三个主成分的累积贡献率达88.8%。并由前三个主成分的分布将陕西省划分为5个气候亚带、11个气候区、26个气候小区的三级气候区划。     

呼和浩特一氧化碳中毒气象条件主成分分析

对呼和浩特2000年11月至2001年2月一氧化碳中毒事件发生期间的大气稳定度、温度、风速、气压、湿度等气象条件进行了主成分分析，前3个主成分的累计贡献率达83.48%。经分析知，与一氧化碳中毒事件发生相关的重要气象因子为：近地层大气稳定度和相对湿度（即第一主成分，其贡献率为44.74%)、日最高与最低温差和地面风速（即第二主成分，其贡献率为25.69%)、24小时变压(即第三主成分，其贡献率13.3%)。     

甘肃省气候主成分分析和区划

本文对甘肃省17个气候要素83个台站组成的气候要素场进行主成分分析,结果是前两个主成分可反映该气候场的主要特征;由各主成分的空间分布可分析各地的气候特征,在此基础上对甘肃省气候进行区划。     

自动雨量与人工雨量的差值对比分析

应用青海省班玛县国家基本气象站2011年6月1日—9月30日的降水资料,进行自动站与人工观测降水量记录统计、对比分析,发现自动站观测雨量与人工观测雨量存在一些偏差。分析表明,导致误差产生的主要原因是仪器测量原理与观测方法不同、人为影响、观测时间不一致、降水强度等其他原因。     

粤西垦区雨量日变化的若干统计事实

粤西垦区的橡胶生产受天气条件影响很大，雨时不能割胶，遇到3毫米以上的降雨，会造成冲胶事故，一个农场出现一次冲胶事故，就会造成少则几千元、多则数万元的经济损失。各农场每天割胶的持续时间为6小时左右，一般是在后半夜两点到上午8点之间进行，如果这段时间有雨不能割胶，就要提前或推后。提前割胶叫抢割，推后割胶叫补割。每天只要有一个连续的6小时的无雨时段，就能满足割胶要求。因此，一日中各个时段雨量预报至关重要。每年的割胶工作多在5～9月进行。在这5个月内，气象部门都有较完整的雨量自记资料，且每天下午都发布本来一天…     

温州地区雨量站点合理配置密度研究

通过对近11年历史天气图的分析,选出能够代表温州地区降水特点的8次天气过程,再从中各选出最具代表性的一日降水作为试验研究对象.运用反距离平方法在30～80个测站的站密度等级上分别对8日进行插值,得到误差随站密度的变化图,从而分析出温州地区雨量监测站点的合理配置密度,为站点建设提供依据.     

新疆玛纳斯灌区水面蒸发量主成分分析

对新疆玛纳斯灌区水面蒸发气象影响因子进行了主成分分析.第一主成分代表空气冷热状况;第二主成分代表空气动力条件和日照条件;第三主成分代表相对湿度.前3个主成分累计贡献率已达97.7%,故提取3个主成分已能满足要求.经过检验,利用2个主成分建立二元一次回归方程,并与应用所有气象影响因子建立的多元线性回归方程相比较,结果显示,主成.分分析方法建立的回归方程的偏回归系数均通过t检验,达到极显著水平,多元线性回归方程虽拟合效果稍优于主成分分析方法,但偏回归系数b均未通过t检验,系数显著性水平不如主成分分析法.     

新疆地区多时相MODIS-NDVI数据主成分分析

利用EOS／MODIS的250m卫星遥感数据,对新疆2010年全年36个旬的数据,用最大值合成方法将每3旬NDVI数据合成每月NDVI数据,对每月NDVI数据进行主成分分析,提取了不同主成分分量,分析了不同主分量累积方差。结果表明,主成分变换的前4个主分量包含了大部分信息：第一主分量反映了NDVI在全年的空间分布和累积值。第二、三、四主分量反映的是冬夏、春夏、春秋等季节性的变化情况。     

年最大日雨量极值分布拟合与推算

采用红河州12个站近48～58年的年最大日雨量资料,用PearsonⅢ型分布、耿贝尔分布、对数正态分布等3种概率分布模型分别进行了拟合,选择拟合最好的分布模型来估算最大给定重现期极值.结果表明:3种分布均能较好地拟合年最大日雨量的分布,在红河州12个站的拟合中,有7个站用耿贝尔分布,4个站用Pearson-Ⅲ分布,1个...     

数值积分单权函数法估算年最大日雨量

简要介绍了数值积分单权函数法推求皮尔逊Ⅲ型分布参数,计算我国部分城市的年最大日雨量不同重视期值,数值积分单权函数法基本上能通过检验,取得精度合格的结果。     

日地月相位与周口双夏期雨量

利用周口１９５９￣１９９３年降水资料和万年历天文资料，分析了对天气了运动有影响的天文条件，建立了双夏期降水预报方法。