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对FY-4A卫星的气溶胶光学厚度（AOD）产品进行检验,并根据卫星相关观测资料,通过改进后的PMRS方法,反演得到中国近地面PM2.5质量浓度网格化分布。结果表明,FY-4A卫星反演不同站点AOD与地基观测网（AERONET）观测结果吻合较好,但存在一定的低估或高估现象,相关系数区间为0.54—0.87。将细粒子比（FMF）以0.4为界进行划分,FMF＞0.4时,拟合结果较FMF≤0.4时更接近于AERONET观测结果;但FMF≤0.4时,卫星反演的AOD稳定性优于FMF＞0.4时。通过引入AOD的大小,改进FMF＞0.4时对细粒子柱状体积消光比（VEf）的估算算法,并通过改进后的PMRS方法对中国近地面PM2.5浓度进行逐时反演,其反演结果和地面观测结果相关较好,其中,乌鲁木齐、石家庄和徐州观测点的相关系数均高于0.7,但数值上仍存在高估或低估,误差结果由多种因素决定。空间分布中,卫星反演的中国2019年近地面PM2.5浓度月均值与近地面观测的结果有较好的对应关系,二者逐月演变趋势基本一致,基本可以反映出中国近地面大气细粒子的空间分布,特别是秋、冬季京津冀周边区域、汾渭平原等污染高值区均与地面观测对应较好。 相似文献
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《浙江气象》1979,(1)
一引言西风带和西太平洋副热带高压这一对因子的相互作用及配置是造成浙江汛期5—7月降水多寡的主要原因。本文分析了表征副高特征的10个因子与杭州、温州5—7月降水的相关关系,得知前期副高特征因子与温州的关系较为密切,与杭州的关系较差。通过相关场分析,看出西风带的某些区域的高度场与杭州5—7月降水有很好的相关关系,对相关场及浙北R_(5—7)特多特少年的距平偏差场作对比分析,发现两者有很好的对应关系。本文以偏差场为主要依据选取“关键区”作为浙北R_(5—7)的预报因子,建立了预报关系。二副高特征因子的相关计算结果及相关场分析以杭州和州温5—7月总降水量R_(5—7)为y,用十个副高特征因子逐月计算相关系数。当年三月份以前,杭州达到信度0.05以上相关因子只有一个、一次,即上年9月120°E上副高平均脊线位置,相关系数γ为—0.43。温州达到信度0.05以上的相关因子则有7 相似文献
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T639和EC模式对内蒙古主要天气系统的预报性能检验 总被引：2，自引：0，他引：2
利用2012年T639和EC模式500hPa高度场预报产品及ECMWF客观再分析资料,采用天气学检验方法,对内蒙古主要天气影响系统之西风槽、贝加尔湖冷涡、蒙古冷涡和东北冷涡数值产品的预报性能进行检验。检验结果表明:T639和EC模式产品对内蒙古影响系统具有较好的预报性能,36h内的预报性能更为显著。EC模式产品预报准确率优于T639模式产品,但对内蒙古东部地区影响系统的预报稳定性相对较差。T639模式产品在36h的预报能力比较高,对影响系统的生成时间、槽线位置、移动速度及中心强度4项检验指标预报准确率均在80%以上。EC模式预报产品,48h内对影响系统4项检验指标预报准确率均在80%以上。随着预报时效延长,T639和EC模式产品预报能力均有所下降。两套模式产品与实况相关系数空间分布在各时效均具有显著的相关关系,并且对应相关系数空间分布,T639和EC模式产品标准差的大值中心与相关系数的低值中心基本一致。 相似文献
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对回归分析中的因子问题作了一些探讨,认为对预报因子进行相关稳定性检验后,选取相关稳定或相关系数呈上升趋势的因子建立回归方程,预报效果较好.一些非线性函数,经过适当的变换可化为线性函数,通过这种变换,一些曲线回归问题可以用线性回归进行处理,用来预报效果较好. 相似文献
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广州CINRAD/SA雷达完成双偏振升级改造后,本文评估分析了其探测灵敏度、地物抑制能力以及差分反射率ZDR,差分相移Φ_(DP)、差分相移率K_(DP)及相关系数的数据质量,结果表明:双偏振升级后雷达灵敏度与升级前基本一致,地物杂波抑制效果有明显改善;ZDR系统偏差变化稳定,随Z的增长趋势与经验值一致,测量误差不超过0.2dB;Φ_(DP)的初始相位具有较好的稳定性,K_(DP)对强降水敏感,与强降水有很好的对应关系;相关系数能够很好地区分气象和非气象回波。 相似文献
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《广东气象》2020,(4)
运用统计和相关分析(Pearson检验)等方法对茂名市电白国家基准站1992—2017年地温及其后期汛期降水关系进行分析。结果表明:越往地表面,温度变化越大;越往深层则越表现出强的保守性和滞后性。前期月季地温与当年汛期、前后汛期及夏季降水关系较差,与次年降水关系则有所上升,存在多个显著相关。部分层次的月地温对滞后月(汛期内)降水的关系较为显著,特别是对次年汛期月降水(相关显著的系数达75个(相关系数最高为-0.617)),主要以负相关为主,较好地反映出月地温对后期汛期月降水的振荡关系;冬半年(上年10月至当年3月)的深层地温异常与未来汛期(4至9月)降水变率的逐年变化曲线趋势基本一致,峰谷基本相互对应出现,但部分存在推后的情况。 相似文献
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统计预报是目前台、站长期预报的主要手段之一,相关分析是统计预报的重要组成部分。相关系数不稳定,直接影响到统计预报的效果,是我们预报业务中面临的一个重要问题。本文以4月降水量预报为例,分析太阳黑子活动对相关稳定性的影响。 我台制作本地区4月降水预报时,首先进行4月降水与北半球500毫巴平均高度的相关普查,选取信度达0.01以上的网格点并组成相关区。采用逐步回归对因子加以筛选。当取F=4时,建立回归方程为Y=313.1-1.03X_1-6.49X_4-1.55X_5-1.93X_7 47.0X_9,其中X_1、X_4、X_5、X_7、X_9分别为当年1月和前一年4、5、7、9月500毫巴诸网格点的平均高度。方程的复相关系数为0.91,平均拟合误差为 相似文献
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对贵阳季风强度与气温的变化关系进行了分析研究。结果表明：①贵阳的季风强度与温度的变化关系密切,其月际相关达-0．744;②季风强度与气温均具有2—11d的短期变化周期,其分布型状相似;③季风强度与气温日变化具有一定的对应关系,在冬、夏季风较稳定时,季风强度与气温的对应关系比冬、夏季风交替出现时好;④倒春寒过程与较强的偏北气流出现关系密切．气流对气温的影响具有滞后性。 相似文献
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探讨具有明显周期的大气涛动与雷暴活动之间的相关关系,对雷暴气候特征的变化趋势预测意义重大。以广东省54年的雷暴日年际变化为例,通过小波变换法对雷暴活动的年际变化周期进行研究,探索雷暴日与太平洋年代际振荡(Pacific Decadal Oscillation,简称PDO)指数两者之间是否存在长周期的响应关系,经分析得出以下结论：广东省雷暴多发期大多出现在PDO冷位相时期,雷暴少发期多出现在暖位相时期;且广东省雷暴日存在明显的30年左右的振荡周期,与PDO的变化周期具有较好的对应关系,年平均雷暴日与当年3—7月的PDO指数相关性最好,相关系数达0.52,灵敏度达-619.1±135.7%,呈负相关。高雷暴日,与PDO指数的十年平滑值之间具有很好的相关性,两者相关系数可达0.77。 相似文献
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对回归分析中因子问题的探讨 总被引：2，自引：0，他引：2
回归分析方法是目前气象台站用作气象要素定量预报的主要方法之一。在实践中发现,此方法的历史拟合状况都较好,但用作预报时,效果就不甚理想。究其原因,主要还是预报因子的问题。１ 因子稳定性的问题 预报对象与预报因子之间的关系,可能在一段时间内表现得较紧密,在另一段时间内不紧密,这就是相关的不稳定。如用这些不稳定的因子建立方程,预报的效果就较差。为了考虑因子Ｘ与预报对象Ｙ的相关稳定性,分别依次滑动计算样本容量为２０、２５、３０和３５年的相关系数,考察相关系数的变化情况。如相关系数随着时间的推移,顺次是… 相似文献
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利用中国科学院大气物理研究所发展的九层大气环流模式(简称IAP 9L2°×2.5°-AGCM)分析了大气初始场对短期气候数值预测的影响,分别从实际观测海温、海冰的外强迫和气候态海温、海冰的外强迫出发,进行两组集合回报试验,每组包含3个试验,分别将实时NCEP-Ⅱ资料和对NCEP-Ⅱ资料经5 d平滑、11 d平滑后的资料作为大气初始场,进行17 a(1988—2004年)集合回报试验,采用相关分析方法对试验结果进行对比分析。结果表明,比较相关系数定量检验出大气初始场对热带地区可预报性影响较小,而对中、高纬度地区影响很大。通过对6个试验中对应气象要素在对流层各层距平时间相关系数以及17 a空间异常相关系数均值比较分析发现对东亚(中国)地区夏季气候而言,NCEP-Ⅱ资料经5 d平滑后生成的大气初始场对应回报试验结果相对最好。 相似文献
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华北盛夏旱涝的环流型特征及其在初夏的预兆 总被引：7，自引：0，他引：7
文中应用NCEP/NCAR 500 hPa逐日资料对影响华北盛夏旱涝的环流特征进行分析,给出了盛夏旱涝分别与“西高东低”和“东高西低”流型的对应关系。并进一步研究初夏与盛夏的环流演变特征,得知若在6月500 hPa华北出现异常增高过程时,则盛夏多出现“西高东低”流型,华北少雨;反之,6月华北出现异常低压过程时,盛夏多出现“东高西低”流型,华北多雨。6月华北高压区环流特征与盛夏的环流型相关系数达0.597,与华北中部盛夏降水相关系数为0.562,为初夏进行盛夏旱涝短期气候预测提供了依据。以此为根据建立了初夏对于天津盛夏降水短期气候预测的经验方法,在2002—2004年的业务应用中预报趋势都是正确的。 相似文献
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肇州地区玉米气象产量与降水量关系分析 总被引：2，自引：0，他引：2
利用肇州地区1985～2005年玉米原始产量和生育期内降水量的资料,分析了玉米气象产量与降水量的关系。结果表明：玉米气象产量与7月份降水显著相关,相关系数为0．53,与其它月份降水量的相关程度未达到显著水平。同时对玉米气象产量与生育期间降水量进行非线性回归拟合．得出二次回归方程为y＝8413．94＋35．20x-0．03x^2,通过计算得出玉米气象产量最大值为980．56kg／hm^2．所对应的生育期降水量为533．66mm。 相似文献
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利用1979～2008年NCEP/NCAR全球再分析月平均资料和雷暴记录资料, 运用相关分析和合成分析等方法分别对西藏地区大气热源和雷暴日数的关系以及热源强弱不同时期雷暴日数变化特征进行了分析。结果表明, 大气热源与雷暴日数存在着明显的正相关关系, 月相关系数高达0.86。在雷暴高发区的那曲东部、拉萨、日喀则中部、山南地区东北部和林芝地区西北部, 相关系数均超过了0.4。进一步分析表明, 当大气热源强值年时, 整个日喀则地区、拉萨地区、山南地区、那曲中西部和东部地区以及昌都地区中西部, 雷暴日数是偏多的。当大气热源偏弱时, 雷暴日数在日喀则中部地区减少最为明显, 其次在日喀则南木林县东北部和林芝西北部地区。 相似文献
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引言 在日常统计计算工作中,如选取预报因子时,常常需要对数据进行相关性分析,但样本中经常出现异常值,如图1。以这个例子中可以清楚地看到异常值对最小二乘法估计产生的影响。10个样本点全部计算时,积矩相关系数为-0.80(通常使用的相关系数,称之为积矩相关系数),除去异常点后,其积矩相关系数达到-0.92。原因何在?这是因为在积矩相关和最小二乘回归中,假定样 相似文献
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根据1961-2009年东北地区104个气象站的日照时数、气温、降水、风速和相对湿度资料,利用趋势分析、Mann-Kendall分析和相关分析等方法,研究东北地区日照时数月、季、年的时空变化特征,同时还对可能影响日照时数的气候因子进行分析。结果表明：东北地区5月日照时数最高,12月日照时数最低。年日照时数呈显著减少趋势,平均每10 a减少40.5 h;除秋季日照时数变化不显著外,其他季节日照时数均显著减少。在20世纪80年代初期存在明显的突变,日照时数开始减少。东北地区日照时数大致呈西高东低的经向分布;除黑龙江北部地区外,其余大部地区日照时数均呈减少的趋势,其中吉林北部地区减少最为明显。东北地区日照时数与气温呈负相关关系,相关系数为-0.40;与降水呈负相关关系,相关系数为-0.37;与风速呈正相关关系,相关系数为0.53;与相对湿度呈负相关关系,相关系数为-0.32。前三者均通过了99.9 %的信度检验,相对湿度通过了99.5 %的信度检验。 相似文献