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本文根据达县站1961~2013年共53 a降水资料,采用年多个样法和年最大值法两种取样方式,用皮尔逊-Ⅲ型分布、指数分布和耿贝尔分布等三种曲线拟合样本,得到理论上的雨强-历时-重现期表(i-t-p三联表),再用最小二乘法和高斯牛顿法求解达州主城区的暴雨强度总公式参数,并对比分析了两种取样下总公式的计算结果。结果表明,年多个样法在低重现期明显高于年最大值法,而在高重现期高历时下,年最大值法则明显偏高。 相似文献
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《干旱气象》2016,(1)
利用鲁中淄博地区1981~2013年降水资料,分析降水变化的时空规律。基于年最大值法选样,采用P-Ⅲ型分布、指数分布和耿贝尔分布对淄博主城区暴雨强度进行理论频率拟合分析,得出重现期—暴雨强度—历时的关系曲线,结合最小二乘法和高斯—牛顿法推求暴雨强度公式参数,以绝对误差和相对误差作为公式主要评价指标,得出淄博主城区暴雨强度公式。结果表明:淄博市近30 a来暴雨强度呈上升趋势,上升幅度由短历时向长历时递减;年平均暴雨日数呈现山区多、平原少的空间分布,其中,淄博主城区最少为1.6 d,南部山区博山最多为2.5 d;P-Ⅲ型分布曲线拟合理论频率—最小二乘法推求参数得到的暴雨强度总公式和单一公式效果最好,总公式平均绝对标准差和平均相对标准差分别为0.026 mm/min和2.35%;新修正的暴雨公式计算的暴雨强度值多数比1980年代编制的大,偏大幅度随重现期的增加而增加,对临近平原地区暴雨强度有较好的拟合效果。 相似文献
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年径流总量控制率是海绵城市建设中的重要指标,在实际应用中受到业界高度关注。为了提高年径流总量控制率指标的针对性与规范性,有必要根据城市降水气候特征,并结合地形条件对该指标进行优化。为此,利用重庆市主城区4个国家气象站(北碚、渝北、巴南和沙坪坝站)1981-2018年日降水数据和225个区域自动气象站2013-2018年日降水资料,采用《海绵城市建设技术指南(试行)》(下称《指南》)推荐方法,分别计算4个国家气象站的年径流总量控制率及其对应的设计降雨量;根据主城区降水空间分布和各月变化特征,优化年径流总量控制率指标。结果表明:沙坪坝、北碚、渝北站采用19812018年资料计算的60%-85%年径流总量控制率对应的设计降雨量较《指南》中的偏大,而巴南站的则相反。重庆市主城区年降水量主要集中在4-10月,占全年总量的85.5%,采用每年410月日降水资料对年径流总量控制率对应的设计降雨量推算优化,推算结果较优化前的偏大,如在85%的年径流总量控制率条件,北碚、渝北、巴南、沙坪坝站优化后设计降雨量分别偏大3.2、3.2、2.9和2.8 mm。根据主城区降水空间分布特征,划定了年径流总量控制率指标在重庆主城区的适用范围。 相似文献
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石家庄市城区暴雨强度公式修正方法对比分析 总被引：1，自引：0，他引：1
利用石家庄市国家基本气象站1961~2012年近52 a降水资料,基于年多个样法和年最大值法进行选样,采用皮尔逊-Ⅲ型分布对暴雨进行理论频率分析,得出暴雨强度—历时—重现期关系曲线,并利用高斯—牛顿迭代法对暴雨强度公式进行求解,以绝对标准差和相对标准差作为暴雨强度公式评价指标。结果表明:基于年多个样法推算的暴雨强度公式精度比年最大值法高,且满足暴雨强度公式评价指标。新编制的暴雨强度公式计算的暴雨强度值大部分比1978年编制的大,且随着降水历时的增长,其偏大的幅度呈增加趋势,与近30 a来石家庄市极端降水事件呈增加趋势基本相符。 相似文献
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利用黄山市屯溪气象站1987～2016年连续30a的降水观测资料,获得降水量统计样本;采用"年最大值法"进行资料选样,按照P—Ⅲ分布、耿贝尔分布和指数分布进行分布曲线拟合得到雨强—重现期—历时(i-P-t)三联表;采用最小二乘法、高斯牛顿法求解暴雨强度分公式和总公式参数,根据误差最小原则确定最优方法,得到黄山市暴雨强度公式。结果表明:耿贝尔分布和指数分布各降水历时下的相对均方根误差比P-Ⅲ分布较小;采用最小二乘法参数组合方法计算分公式和总公式误差比高斯牛顿法较小,精度满足国标要求,是目前较为合适的暴雨强度公式计算方法,推荐为最优的暴雨强度公式。 相似文献
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利用吉林市1961—2017年分钟降雨量数据,分别采用年最大值法和年多个样法选样,P-Ⅲ型、指数型和Gumbel分布拟合频率分布曲线,根据误差最小原则选择最佳取样及拟合方法,采用最小二乘法求解暴雨强度公式参数,并将新旧暴雨强度公式进行比较,再利用推求出的公式参数模拟吉林市短历时芝加哥雨型。结果表明:通过年最大值法选样和P-Ⅲ型频率分布曲线拟合得到的暴雨强度公式精度最高。5~20 min历时新编暴雨强度公式计算的暴雨强度值与旧编公式相当或偏小,30~180 min历时新编暴雨强度公式计算的暴雨强度值偏大。在相同重现期下,随着降雨历时的延长,雨强变化率逐渐加大。吉林市短历时雨型的综合雨峰位置系数为0.389。30~180 min历时雨型形态均为单峰型,各历时瞬时雨强峰值接近,雨峰位置位于偏整场降雨过程的1/2处之前。累计雨量的变化特征与设计暴雨雨型形态一致。 相似文献
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基于阿克苏市1956—2020年的逐分钟降雨数据,采用年最大值法样本选样,分别选取近65年中逐5、10、15、20、30、45、60、90、120、150、180 min等11个降水历时的逐年最大值作为样本数据。采用一元线性拟合方法分析各历时降水年际变化特征,并使用耿贝尔分布、皮尔逊-Ⅲ型分布、指数分布曲线对各历时降水资料进行拟合,对比三种分布曲线拟合结果的理论频率和经验频率后,采用最小二乘法和高斯牛顿法计算暴雨强度公式参数,并进行暴雨强度公式精度检验。结果表明：阿克苏市近年来短历时的城市暴雨特征愈加明显;阿克苏市降水数据使用指数分布拟合、高斯牛顿方法推算所得的暴雨强度公式精度最高。 相似文献
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《湖北气象》2017,(3)
根据1973—2014年葫芦岛市分钟降雨资料建立暴雨统计样本,通过对比分析确定采用年最大值法,基于P-Ⅲ型概率分布曲线拟合,推求出新一代暴雨强度公式。对比新、旧暴雨强度公式,5~30 min历时各重现期雨强以旧暴雨强度公式计算结果偏大,新、旧公式计算的45 min历时各重现期雨强基本相当,60~180 min历时各重现期雨强以新暴雨强度公式计算结果较大。在此基础上,开展葫芦岛市短历时暴雨雨型研究。统计确定雨峰位置系数为0.32,采用芝加哥雨型进行短历时暴雨雨型分析,重现期2 a、降雨历时60、90、120、150、180 min的累计降雨量在38.73~66.99 mm,均以初期累计降雨增长较慢,雨峰前后增长速度较快,之后降雨增速明显放缓。 相似文献
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汉中市原暴雨强度公式为利用1980年前资料推算所得,为科学、合理地制定汉中城市总体规划、排水专业规划和排水防涝工程设计,有必要推算满足现阶段设计需求的暴雨强度公式。利用汉中1961—2013年逐年逐分钟降水资料,采用多种算法得到皮尔逊Ⅲ型分布曲线拟合,应用最小二乘法求参推算的暴雨强度公式,精度满足《室外排水设计规范》要求。暴雨强度的皮尔逊Ⅲ型频率分布表明,暴雨历时越短暴雨强度越大,重现期越短暴雨强度越小,长历时降水强度的相对变幅比短历时更大,低重现期降水强度的相对变幅比高重现期更大。适用性分析表明：原公式计算的暴雨强度均显著小于新公式计算值,而且短历时偏小较多,长历时偏小相对较少;将前后两个时段暴雨强度公式的计算值进行对比发现,随着历时缩短,在一定重现期下,1981—2013年比1961—1980年暴雨强度增强,反之随着历时延长,暴雨强度减弱;2014—2019年暴雨强度统计值小于新公式推算值 ,但大于原公式的强度。总体上,新的暴雨强度公式具有较好的适用性和安全性。 相似文献
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文章以新疆石河子气象局1961—2008年年均气温、年降水量和年均日照观测资料为研究对象,运用趋势拟合方法、Morlet小波和Yamamoto方法分析其趋势变化、周期及突变特性。结果表明:48年中,石河子年平均气温和年降水量呈递增趋势,年均日照呈微弱递减趋势,均有一定的周期性,在不同的年份发生了突变,最后分析了气候变化对农业生产的影响。 相似文献
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基于站点资料、再分析数据和动力气候模式回报数据,利用经验正交函数分解（EOF,Empirical Orthogonal Function）迭代和年际增量方法,探讨了长江流域年尺度降水异常的动力-统计降尺度预测方法及其应用效果。结果表明,基于再分析数据的年尺度环流场,建立的长江流域年尺度降水异常增量的统计降尺度预测方案,其26 a回报检验的距平相关系数（ACC）平均达0.6,证明该方案具有较高的可预报性。进一步利用模式预测的年尺度环流场,建立了年降水异常增量的动力-统计降尺度预测方案,其ACC平均为0.42,显示了较高的回报技巧,远优于模式直接输出的年降水动力预报结果。通过分析调制年降水预报技巧高低的因素发现,赤道中东太平洋年平均海温距平为负值时,预报技巧更高,ACC平均达0.5以上。在拉尼娜发展年或拉尼娜持续年的冷水背景下,利用EOF迭代选取的特征向量偏多时,多尺度的大气环流信息被纳入预测模型中作为预测信号,预测技巧得到了提高。 相似文献
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重庆极端高温的变化特征及其对区域性增暖的响应 总被引：7，自引：0，他引：7
利用重庆1961-2006年31个站逐日最高温度资料,统计出年极端高温发生频次、年极端高温强度、年极端最高温度,分析了它们近46年来的变化情况.结果表明:近46年来重庆年极端高温发生频次呈西减东增的趋势,但增加/减少趋势并不显著.年极端高温的强度和年极端最高气温均在不断增强.年极端高温发生频次的增加对于重庆区域增暖的响应最显著,而年极端最高温度的升高比年极端高温频次的增加对重庆区域性增暖的响应偏弱,但又比年极端高温强度的增强对重庆区域性增暖的响应程度要偏强. 相似文献
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由年最大值抽样（AMS）和年超大值抽样（AES）的基本理论及重现期（RP）的定义可知,AMS并不符合以“事件”为基础的重现期的定义.以美国西南半干旱区1438个雨量站和太湖流域96个雨量站的降雨资料为例,通过经验频率与超过概率的比较,发现AMS估算的暴雨频率设计值偏小,尤其是对常遇频率降雨设计值的影响更加显著.美国的降雨量资料站点多、系列长,实际资料验证与理论分析一致.通过对太湖流域AMS资料的分布形态进行分析的结果表明：太湖流域的站点不多,资料长度不够,且大部分站点在雨量大值区数据稀少,使得频率直方图不连续,是造成我国太湖流域的资料验证效果不理想的可能原因. 相似文献
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采用1951~1990年我国690个站年平均风速资料, 进行均一性检验.结果表明SNHT方法适用于风速的均一性检验.我国年平均风速质量基本可靠.仪器变化是引起非均一的主要原因. 相似文献
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利用年际增量、小波分析和回归分析等方法深入分析了秋季热带印度洋偶极子(Tropical Indian Ocean Dipole,TIOD)年际振荡对次年长江上游年径流量的影响特征及其物理机理。结果表明,长江上游年径流量和秋季TIOD均具有显著的年际振荡特征,在20世纪80年代以前和90年代之后尤为明显。两者的滞后相关系数为0.42,通过了99.9%的显著性检验,即秋季TIOD较前一年增强(减弱),有利于次年长江上游径流量较前一年偏多(少)。秋季TIOD对次年长江上游年径流量多寡的影响,是通过调制降水,尤其是夏季降水来实现的。当秋季TIOD增强时,赤道印度洋海温呈东西"-+"分布,其中偏暖区延伸至南北纬20°,偏冷区与西太平洋的偏冷区相通。赤道印度洋至西太平洋上空激发出增强的Walker型环流,中心位于印度洋正上方。随着时间的发展,暖性Kelvin波产生并向东传播,印度洋偏暖区以及冷暖海温差异中心东移。至次年夏季,西印度洋暖海温中心移动至东印度洋边缘至南海区域,偏冷海区东退至日界线附近。印度洋上空增强的Walker型环流消失,高层转为偏东气流与105°E附近加强爬升的气流相连。与此同时,105°E以东的Walker环流加强,高层为西风,400 hPa以下为深厚的东风区。高低空环流相互耦合并配合科氏力的影响,赤道以北副热带地区负涡度增强,西太平洋副热带高压偏大偏强,异常反气旋北扩,系统外围的西南气流加强南海和孟湾水汽的输送,使得次年夏季长江上游全流域处于水汽辐合上升区,降水显著偏多,从而影响了长江上游年径流量的多寡。 相似文献
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年降水量序列非均一性检验方法探讨 总被引：32，自引：4，他引：32
使用我国４００余站１９５１－１９９０年年降水量序列，利用比值法检验其非均一性问题。结果表明，该方法对判断我国年降水量是否均一较为有效的，我国台站迁移及雨量器的改变是引起年降水量序列非均一的主要原因。 相似文献
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广东热带气旋短期气候预测—相空间相似预报方法的应用 总被引：2，自引：4，他引：2
利用非线性理论，对广东省热带气旋年频数时间序列采用相空间向量相似和相空间投影预报方法建立预报模型。经过5年方案的试验，发现这两种方法都有一定的预报能力，而且通过对比发现，热带气旋年频数内在的性质和外部强迫因子的作用在预报中都不可忽视，且外部因子的选取是否适当也是非常重要的。 相似文献