关于因子显著性问题的F-信度检验法

在时序方差分析周期外推预测、双重检验逐步回归预测及其他相关问题的分析中,需要从若干因子的F-统计量中选取最大值进行 F-检验来确定这类问题的显著性.研究发现这种检验方法是有问题的、不准确的和会影响气候预测的准确性.这是由于 F-检验是对 F-分布的分位数的检验,其检验标准受到两个自由度的制约而成为变数;存在 F-统计量最大的因子与显著性最高的因子不对应问题.为此提出 F-信度检验法,它是对 F-分布的分布函数的检验.定义因子达到的 F-信度为 F-分布的分布函数值的百分数Pi=(1-α)×100%,它必须利用 F-统计量和两个自由度去计算.设显著性水平为α,则临界 F-信度值为Pα=(1-α)×100%.在理论上这种检验法的临界 F-信度值是唯一的,因而可从若干 F-信度值中选取最大值进行检验.实践证明这种检验法可明显提高对因子显著性问题的判别能力和气候预测水平.     

鲁西南地区雷电灾害事故频度预测研究

以鲁西南地区雷电灾情资料、闪电定位资料、雷暴日资料、土壤电阻率资料、经济社会资料为基础,选取8个评价指标对雷电灾害频度预测进行研究,通过相关性分析,发现雷电流≥20 k A地闪密度以及总地闪密度与雷灾频度关系最密切,且通过了α=0.01的显著性检验,土壤电阻率对应的相关系数次之,且通过α=0.05的显著性检验,雷暴日、第三产业比例、人口密度、人均GDP、农村人口比例相关性不密切。通过回归分析,建立2个雷电灾害频度预测方程,分别通过了α=0.05和α=0.1的F检验,利用2015年雷灾数据进行验证,平均误差较小,具有一定的指导性。     

复相关系数显著性检验用图

随着电子计算机的普及,近来在气象学中,尤其在建立各种预报方程方面,使用多元回归分析方法日益增多。判断求得的多元回归方程的优劣,通常是作来自方差分析的方差比或复相关系数的F检验。方差比与复相关系数实质上是一样的。不知为什么(或许是习惯?),在表示多元回归精度的时候,使用复相关系数的情况比较多。     

自然降生与常规气象因子的相关分析

统计了１９９３－１９９４年逐月自然降水和相应的气象因子监测数据，找到了自然降尘的季节性分布规律。在此基础上，求得自然降尘与气象诸因子的相关系数，并进行了统计检验，为开展污染预报提供了科学依据。     

气象学中使用统计检验的几个重要注记

在气候诊断研究和短期气候预测中广泛使用统计方法,例如相关分析和合成分析.本文对国内外文献中对统计检验显著性水平的各种描述进行了评论,指出了错误.指出了描述统计检验的结果时应该注意的问题.认为,对相关系数和合成分析等统计检验的描述,不应该称为"95%的信度","95%的显著性水平",而应该称为"5%的信度(显著性水平)",或者"95%的置信水平".还指出,统计检验或者显著性检验不应该被改称为信度检验,并分析了错误与产生混乱的原因.     

自然降尘与常规气象因子的相关分析

统计了１９９３～１９９４年逐月自然旺水和相应的常规气象因子监测数据，找到自然降尘的季节性分布规律。在此基础上，求得自然降尘与气象诸因子的相关系数，并进行了统计检验，为开展污染预报提供了科学依据。     

区域Delaunay三角剖分法在全国平均降水量中的应用

介绍了Delaunay三角网的性质及其算法类型;根据1980～2009年全国2200个观测站的降水量资料,将观测点和采集的边界点共同进行普通的Delaunay三角剖分,通过删除边界点及其区域外的三角形以实现区域Delaunay三角剖分,得到了较理想全国陆地的Delaunay三角网;随后对球面上的三角片进行面积计算,在已知站点的经纬度情况下,将大地坐标系转换到空间直角坐标系中,应用平面三角余弦定理获得球面三角内角,从而求得三角片面积,并以面积大小确定各个站点降水量的权重系数,得到全国平均降水量值。对比分析了30年的全国不同时间尺度(日、月、年)平均降水量,Delaunay三角法对应全国平均降水量均值和标准差都明显低于算术平均法,但是两种方法计算的降水量值的相关系数较高;通过Shapiro-Wilk方法进行正态性检验分析,两种计算方法求得的年平均降水量总体服从正态分布;在方差奇性的F检验中,两者的方差具有非奇性特点;使用t检验,在显著性α=0.05时,Delaunay三角剖分法计算的全国平均降水量总体均值偏小。最后,根据欧洲和日本数值模式2009年的降水预报,对于两方法计算结果进行了比较,分析表明在较大区域的平均降水量计算中,较之于传统的算术平均法,基于区域的Delaunay三角剖分法更为合理;区域平均降水量不仅和计算方法有关,还和区域气候特点有密切关系。     

基于Radarsat-2 SAR数据反演定西裸露地表土壤水分

利用Radarsat-2 SAR数据和定西地区野外土钻法及WET仪器观测的土壤水分数据,分析了同极化后向散射系数与不同土层深度土壤水分之间的关系,采用交叉极化(VV/VH)组合模型反演土壤水分并进行对比验证。结果表明:水平、垂直同极化后向散射系数均与10~20 cm土壤含水量相关性最好,相关系数R均为0.74;受地表粗糙度和土壤质地等影响,同极化后向散射系数与0~10 cm土壤水分相关性均较低。交叉极化组合模型的反演值与10~20 cm实测土壤水分相关性较高,R值达0.75,而与0~10 cm和20~30 cm实测值的相关性较低(R值分别为0.47和0.52),但均通过α=0.05的显著性检验;WET仪器实测0~6 cm土壤水分经校正后与反演值的相关系数为0.46(通过α=0.01的显著性检验),校正后的结果有效提高了WET仪器测量精度。交叉极化组合模型可用于裸露地表土壤水分的反演,更适用于提取10~20 cm土壤含水量信息。     

关于相关稳定性的探讨

本文提出相关系数显著性检验与稳定性分析是两个既有联系又不相同的概念,在进行相关稳定性分析时通过对滑动相关系数γ_m(t)的特性进行分析,建立了稳定性分析时所采用的对应关系。这种对应关系对相关稳定性分析实用性较好。     

近30a光热水资源对乌拉特前旗向日葵发育期的影响

利用乌拉特前旗国家基本站1987—2016年地面和农业气象观测资料,对乌拉特前旗光热水资源及向日葵各发育期日数与≥0℃积温、日照时数和降水量的相关性进行分析。结果表明:全发育期天数呈减少趋势,各发育期天数呈增加趋势,各发育期天数和全发育期天数均通过信度p=0.01的显著性水平检验;全发育期≥0℃积温、日照时数和降水量的变化呈减少趋势,出苗和开花期≥0℃积温、日照时数趋势系数均通过信度p=0.01的显著性水平检验,全发育期日照时数通过信度p=0.01的显著性水平检验,降水量年际变化不显著;出苗期与≥0℃积温和日照时数的相关系数通过信度p=0.01负相关显著性检验,全发育期与≥0℃积温和日照时数的相关系数通过信度P=0.01正相关显著性检验。     

2005年夏季中国东部气候异常分析--中国科学院大气物理研究所短期气候预测检验

简要比较了中国科学院大气物理研究所对2005年夏季中国降水跨季度预测与实况的异同,并对2005年夏季我国主要雨带及降水偏少区的形成与东亚热带、副热带以及中高纬度大气环流系统的配置进行了分析。对2005年夏季西太平洋副高的异常活动预测不好,这是造成跨季度降水预测有失误之处的主要原因之一。2005年夏季在亚洲对流层中高层,沿着副热带急流轴准静止Rossby波有几次能量传播过程,西太平洋副高的北抬与西伸与副热带急流中Rossby波的活动强度有一定的对应关系,因而产生了亚洲不同地区高影响性的灾害性天气。     

热带气旋眼墙非对称结构的研究综述

热带气旋的眼墙非对称结构与其发展过程密切相关。在热带气旋移动过程中,非对称风场伴随着边界层内非对称摩擦而引起的辐合,影响着热带气旋眼墙内的对流分布。此外,风垂直切变作为影响热带气旋强度的重要因子,将上层暖心吹离表层环流,引起眼墙垂直运动的非对称,导致云、降水在方位角方向的非均匀分布。当存在平均涡度的径向梯度时,罗斯贝类型的波动可以存在于涡旋内核区域,影响眼墙非对称结构。海洋为热带气旋提供潜热和感热形式的能量,是热带气旋发展的重要能量来源,关于海洋如何影响热带气旋眼墙非对称结构的相关研究较少。文中着重回顾了热带气旋与海洋相互作用的研究成果,并提出海洋影响热带气旋眼墙非对称结构的机制。海洋对热带气旋最显著的响应特征是冷尾效应,该效应通过降低海表温度,减少海洋向大气输送的潜热和感热,从而影响热带气旋眼墙非对称结构。此外,海浪改变海表粗糙度,通过边界层影响移动热带气旋的眼墙结构。     

不同下垫面条件下土壤含水量时空变化特征的对比分析

根据淮河三站1998-05-21－08-31逐日土壤水分6层观测资料和黑河1991-06-20－08-21、1990-12-17－1991-02-15逐日土壤水分4层观测资料，分析了邻近绿洲的沙漠区、河网区（湿润区）几种典型下垫面土壤水分含量的时空变化特征。结果表明，不同类型的下垫面条件下，夏季土壤水分在湿润研究区呈明显的单峰偏态分布，且以β分布拟合效果为最好；而在邻近绿洲的沙漠研究区则呈多峰分布，冬季呈Γ分布，且湿润的研究区域夏季土壤水分在时间上呈显著的10－25d的周期变化。     

RG13型雨量传感器测量结果的不确定度评定

国内民航机场主要使用的雨量观测设备为芬兰维萨拉公司生产的RG13型雨量传感器,为保证雨量测量数据的真实可靠,对其测量结果的不确定度分析很有必要。根据自动气象站现场校准方法,分别进行大雨强和小雨强的重复测试,并依据JJF1059.1-2012测量不确定度的评定与表示要求,进行A类不确定度评定。分析测量过程中的B类不确定度来源,进行B类评定,最终给出扩展不确定度。结果表明：在小雨强下,测量不确定度为U95=0.17mm,包含因子k=2。在大雨强下,测量不确定度为U95=0.16mm,包含因子k=2。该研究完善了雨量传感器的现场校准工作流程,对雨量传感器测量结果的可信度评定具有参考价值。     

乌鲁木齐市空气污染现状分析

从纵横两个方面对乌鲁木齐市空气污染现状进行了系统分析，包括与全国其它重点城市之间的比较分析、季节变动分析和趋势变动分析。     

贵州玉屏四季气候季节的划分及特征分析

利用玉屏国家地面气象观测站1961—2016年逐日平均气温资料,采用《气候季节划分》(QX/T15—2012)方法,对玉屏县四季起始日期及长度进行分析。结果表明:(1)玉屏县常年四季起始日期:入春3月5日,入夏5月23日,入秋9月22日,入冬11月28日;四季长度:春季79 d,夏季122 d,秋季67 d,冬季97 d。(2)56 a来玉屏县春季起始日期呈提前趋势,长度呈增加趋势,两者均在20世纪90年代前后出现了转折,但未发生气候突变;夏季起始日期及长度趋势变化不明显;秋季起始日期呈推后趋势,长度变化不明显;冬季起始日期变化不明显,长度呈减少趋势;春季长度增加、冬季长度减少主要为春季起始日期提前所致。(3)玉屏县四季起始日期的年际变幅大,起始日期比常年偏早(晚)连续2候以上的异常年份,春季为23%,夏季为27%,秋季为32%,冬季为25%。(4)玉屏县春季开始后出现低于季节指标≥1候的概率达41%,表明玉屏县春季出现倒春寒天气的概率很大。(5)比较气象行标法与稳定通过法的四季起始日期及长度,气象行标法对玉屏县的四季划分更能满足于农业生产的需要。     

锋面形成和维持的动力机制研究

β近似下,在等压面上的锋区可变换成孤立子.因此,为了了解锋面形成和维持的动力机制,本文从锋面方程组出发,设基态流场定常,利用地转动量假定及在平衡态附近按Taylor级数展开的方法,最后导出KdV方程。通过讨论,我们得出,锋面是由于非线性过程与频散过程共同作用并达到平衡而形成的,其中形变场对锋面形成是至关重要的.在线性情况下形成不了锋面.锋面移速与锋区强度、基态流场及非绝热加热等有关,而等压面上锋区宽度与锋面强度、切变场等有关,与形变场无直接关系.斜压性对锋面形成是必须的,而凝结加热也具有重要的辅助作用.     

球载式下投国产北斗探空仪测风性能评估

基于球载式下投北斗探空仪测风观测试验,建立了针对下投式的测风试验评估方法.试验结果表明上升段北斗测风的准确度接近RS92探空仪的探测准确度要求,两者一致性较好;下降段RS92测风误差基本上与上升段的属于同一量级水平,下降初期测风数据在使用时需要做预处理或者有效控制;下降段BD探空仪测风误差与下降段RS92的基本相当,除了球炸初期外,基本上接近WMO的测量要求,此外初期的急速下降对导航定位测风提出了更高的技术要求.整体而言,球载式下投探空观测在时间上可以实现对原有的1次探空进行加密,在空间上可以增加1个区域的探测,并为对现有探空站网分布进行合理优化提供依据,具有良好的应用前景.     

广西汛期暴雨若干特征分析

对１９５９—２０００年广西汛期（４～９月）暴雨的年、月分布和广西汛期暴雨天气过程的季节分布及主要影响天气系统进行深入分析，得到了广西汛期暴雨的若干重要特征，对广西汛期划分提出了改进意见。     

大气准双周振荡的研究进展

大气准双周振荡(Quasi-Biweekly Oscillation,QBWO)主要是指时间尺度为10~20 d的振荡,它是大气中重要的低频系统之一,是在研究季风天气及其相联系的季风系统时被发现的。QBWO对大范围的长期天气变化及异常有着重要影响,且具有全球性和多季性。本文较系统总结了近年来QBWO的研究成果,主要对其结构、活动特征,以及它对天气气候的影响及其激发维持机制等进行了综述。在此基础上,对今后的一些研究重点进行了展望。