1960-2018年成都市区气温变化特征分析
发布时间：2021-08-20 21:10
采用温江国家基准气候站1960-2018年月平均气温资料,经过新旧站点海拔订正,利用趋势分析、MannKendall法及滑动t检验、功率谱分析等方法,研究在全球气候变暖背景下成都市区气温变化特征。结果表明:成都市区近59年平均气温总体上升趋势十分明显,气候倾向率为0.21℃/10 a,20世纪60-80年代中期为震荡下降倾向,之后呈显著上升趋势,21世纪10年代为近59年最暖年代;成都市区年平均气温在1997年附近发生增暖性突变,突变后平均气温较突变前增加了0.91℃,增温倾向非常显著;对气温距平通过db3小波进行带通滤波后分析可以确定年平均气温变化存在4年的主周期。
【文章来源】：成都信息工程大学学报. 2020,35(05)
【文章页数】：5 页
【部分图文】：
成都市区年平均气温距平功率谱分析
基于最小二乘法的线性变化趋势线只能从整体上粗略分析气温变化情况，而年平均气温曲线图由于收到随机扰动项干扰，难以用于判断气温变化趋势。滑动平均作为一种拟合方法，相当于低通滤波器，近年来被广泛应用于确定时间序列的变化趋势。文中对成都市区年平均气温进行5年滑动平均，分析得出，成都市区气温在近59 a呈“降-升-降-升”的变化趋势，20世纪60年代初至该年代末期(1968年)为变冷期;经过70年代初期小幅上升后，70年代中期-80年代中期气温恢复为下降趋势，并于1984年达到最低值;80年代中后期之后，增暖趋势非常显著。如忽略60年代末期-70年代初(1973年)的平均气温小幅上升，则60年代以来，成都市年平均气温只经历了2次变化趋势，1960年至80年代中期是下降趋势，之后转为上升趋势。由5年滑动平均曲线还可看出，1960-1974年5年滑动平均曲线处线性趋势线上方、历年平均线下方，说明平均气温在此阶段高于年平均趋势，但低于历年平均;1975-1998年5年滑动平均曲线表现为一较长时期的低值区，不仅大幅低于趋势线，且明显低于历年平均(1997、1998与历年平均基本重叠)，是否发生突变，有待下文进一步检验;1999年以后5年滑动平均曲线又位于趋势曲线上方，大幅高于历年平均。在近59 a，高于历年平均的共有26 a,1997年以后就有21 a(只有2010年略低于历年平均)，占81%，这表明此阶段增温有出现突变的可能。从1960-2018年气温的变化趋势看，1984年气温最低，之前24 a为下降趋势，之后34 a为明显增温趋势，故可以1984年为界将气温进行分段研究。由表1可知，近34 a气温增速明显加快，气温倾向率为0.52℃/10 a，比近59 a的0.205℃/10 a增加了1.5倍之多，年平均气温变化的相关系数特别强为r=0.854，通过了0.001的显著性水平检验，气温在34 a内上升了约1.77℃。1960-1984年的气温倾向率为-0.278℃/10 a，并通过了0.01的显著性水平检验，表明这个时段气温呈下降趋势，且达到显著性水平，此期间气温下降了约0.7℃。1960-1984年平均气温为15.24℃，1985-2018年平均气温为15.75℃，增加了0.51℃。这与西南地区的气温变化趋势存在较为明显的差别，但无论是最高值和最低值出现的时间，还是变化趋势持续的时期与方向均与整个东南区平均气温变化十分接近[14]，具体原因，有待进一步探讨。
图2(a)是采用M-K方法对成都市区年平均气温变化趋势的突变检验结果。气温的正向序列曲线UF在20世纪60年代初至80年代中期位于0线以下，1984-1992年(除1991年外)甚至低于0.01显著性水平临界值(-1.96信度线)，说明此时段气温呈较为明显的下降趋势，但UF与UB在上、下信度线之间并无交点，表明气温下降趋势并未形成突变。90年代以后，UF曲线呈单边上升态势，于2000年上穿0线，2005年突破+1.96信度线，甚至在2007年超过了0.001显著性水平(+2.56信度线)，表明此时段成都市区增温趋势十分显著。同时可见，UF曲线与UB曲线在上、下信度之间有1个交点，说明存在增暖性突变，突变开始时间在1997年前后。考虑到M-K方法并不能完全确定突变发生的时间，所以对成都市区1960-2018年气温变化辅以滑动t检验加以验证。取子序列长度4 a,8 a,11 a分别对气温进行滑动t检验，结果显示(见图2b)成都市区气温突变发生在1996-1997年，与M-K方法得出的结论基本一致。可见1960年以来成都市区气温只有一个为增暖性突变在1997年附近，突变时间落后全国大部分地区，与青藏高原突变时间相近[15]。表2以1997年为分界点，把气温分成两个时段进行分析。1960-1997年平均气温为15.21℃，1998-2018年平均气温为16.12℃，上升幅度十分明显约0.91℃。1997年突变开始后，气温倾向率为0.417℃/10 a，是1960-2018年的两倍之多，并通过了0.01的相关系数显著性水平检验，增温趋势加快。
【参考文献】：
期刊论文
[1]河源地区气温变化特征及其与ENSO的关系[J]. 曾钦文,罗瑞婷,曾思亮,殷美祥. 中低纬山地气象. 2018(03)
[2]基于均一化格点资料的全球变暖趋缓期中国气温变化特征分析[J]. 许艳,唐国利,张强. 气候变化研究进展. 2017(06)
[3]全球变暖背景下青藏高原气温变化的新特征[J]. 郑然,李栋梁,蒋元春. 高原气象. 2015(06)
[4]全球变暖背景下我国春季气温的时空变化特征[J]. 董李丽,李清泉,丁一汇. 气象. 2015(10)
[5]近15a中国气温变化趋势分析[J]. 范兰,吕昌河,杨彪. 沙漠与绿洲气象. 2014(05)
[6]中国西南干旱对气候变暖的响应特征[J]. 姚玉璧,张强,王劲松,尚军林,王莺,石界,韩兰英. 生态环境学报. 2014(09)
[7]四川部分台站迁移新旧站址观测资料对比评估[J]. 赵晓莉,苑跃,陈中钰,刘霄,王凌,吕结. 高原山地气象研究. 2014(02)
[8]近百余年来全球气温长期变化趋势分析[J]. 马亚维,任哲,王英俊. 山东气象. 2014(01)
[9]达州市1960—2009年温度变化特征[J]. 罗贵东,王英,唐雪峰. 贵州气象. 2014(01)
[10]四川盆地19612000年气温的变化分析[J]. 陈吉琴,钱伶俐. 长江工程职业技术学院学报. 2013(04)
本文编号：3354236
【文章来源】：成都信息工程大学学报. 2020,35(05)
【文章页数】：5 页
【部分图文】：
成都市区年平均气温距平功率谱分析
基于最小二乘法的线性变化趋势线只能从整体上粗略分析气温变化情况，而年平均气温曲线图由于收到随机扰动项干扰，难以用于判断气温变化趋势。滑动平均作为一种拟合方法，相当于低通滤波器，近年来被广泛应用于确定时间序列的变化趋势。文中对成都市区年平均气温进行5年滑动平均，分析得出，成都市区气温在近59 a呈“降-升-降-升”的变化趋势，20世纪60年代初至该年代末期(1968年)为变冷期;经过70年代初期小幅上升后，70年代中期-80年代中期气温恢复为下降趋势，并于1984年达到最低值;80年代中后期之后，增暖趋势非常显著。如忽略60年代末期-70年代初(1973年)的平均气温小幅上升，则60年代以来，成都市年平均气温只经历了2次变化趋势，1960年至80年代中期是下降趋势，之后转为上升趋势。由5年滑动平均曲线还可看出，1960-1974年5年滑动平均曲线处线性趋势线上方、历年平均线下方，说明平均气温在此阶段高于年平均趋势，但低于历年平均;1975-1998年5年滑动平均曲线表现为一较长时期的低值区，不仅大幅低于趋势线，且明显低于历年平均(1997、1998与历年平均基本重叠)，是否发生突变，有待下文进一步检验;1999年以后5年滑动平均曲线又位于趋势曲线上方，大幅高于历年平均。在近59 a，高于历年平均的共有26 a,1997年以后就有21 a(只有2010年略低于历年平均)，占81%，这表明此阶段增温有出现突变的可能。从1960-2018年气温的变化趋势看，1984年气温最低，之前24 a为下降趋势，之后34 a为明显增温趋势，故可以1984年为界将气温进行分段研究。由表1可知，近34 a气温增速明显加快，气温倾向率为0.52℃/10 a，比近59 a的0.205℃/10 a增加了1.5倍之多，年平均气温变化的相关系数特别强为r=0.854，通过了0.001的显著性水平检验，气温在34 a内上升了约1.77℃。1960-1984年的气温倾向率为-0.278℃/10 a，并通过了0.01的显著性水平检验，表明这个时段气温呈下降趋势，且达到显著性水平，此期间气温下降了约0.7℃。1960-1984年平均气温为15.24℃，1985-2018年平均气温为15.75℃，增加了0.51℃。这与西南地区的气温变化趋势存在较为明显的差别，但无论是最高值和最低值出现的时间，还是变化趋势持续的时期与方向均与整个东南区平均气温变化十分接近[14]，具体原因，有待进一步探讨。
图2(a)是采用M-K方法对成都市区年平均气温变化趋势的突变检验结果。气温的正向序列曲线UF在20世纪60年代初至80年代中期位于0线以下，1984-1992年(除1991年外)甚至低于0.01显著性水平临界值(-1.96信度线)，说明此时段气温呈较为明显的下降趋势，但UF与UB在上、下信度线之间并无交点，表明气温下降趋势并未形成突变。90年代以后，UF曲线呈单边上升态势，于2000年上穿0线，2005年突破+1.96信度线，甚至在2007年超过了0.001显著性水平(+2.56信度线)，表明此时段成都市区增温趋势十分显著。同时可见，UF曲线与UB曲线在上、下信度之间有1个交点，说明存在增暖性突变，突变开始时间在1997年前后。考虑到M-K方法并不能完全确定突变发生的时间，所以对成都市区1960-2018年气温变化辅以滑动t检验加以验证。取子序列长度4 a,8 a,11 a分别对气温进行滑动t检验，结果显示(见图2b)成都市区气温突变发生在1996-1997年，与M-K方法得出的结论基本一致。可见1960年以来成都市区气温只有一个为增暖性突变在1997年附近，突变时间落后全国大部分地区，与青藏高原突变时间相近[15]。表2以1997年为分界点，把气温分成两个时段进行分析。1960-1997年平均气温为15.21℃，1998-2018年平均气温为16.12℃，上升幅度十分明显约0.91℃。1997年突变开始后，气温倾向率为0.417℃/10 a，是1960-2018年的两倍之多，并通过了0.01的相关系数显著性水平检验，增温趋势加快。
【参考文献】：
期刊论文
[1]河源地区气温变化特征及其与ENSO的关系[J]. 曾钦文,罗瑞婷,曾思亮,殷美祥. 中低纬山地气象. 2018(03)
[2]基于均一化格点资料的全球变暖趋缓期中国气温变化特征分析[J]. 许艳,唐国利,张强. 气候变化研究进展. 2017(06)
[3]全球变暖背景下青藏高原气温变化的新特征[J]. 郑然,李栋梁,蒋元春. 高原气象. 2015(06)
[4]全球变暖背景下我国春季气温的时空变化特征[J]. 董李丽,李清泉,丁一汇. 气象. 2015(10)
[5]近15a中国气温变化趋势分析[J]. 范兰,吕昌河,杨彪. 沙漠与绿洲气象. 2014(05)
[6]中国西南干旱对气候变暖的响应特征[J]. 姚玉璧,张强,王劲松,尚军林,王莺,石界,韩兰英. 生态环境学报. 2014(09)
[7]四川部分台站迁移新旧站址观测资料对比评估[J]. 赵晓莉,苑跃,陈中钰,刘霄,王凌,吕结. 高原山地气象研究. 2014(02)
[8]近百余年来全球气温长期变化趋势分析[J]. 马亚维,任哲,王英俊. 山东气象. 2014(01)
[9]达州市1960—2009年温度变化特征[J]. 罗贵东,王英,唐雪峰. 贵州气象. 2014(01)
[10]四川盆地19612000年气温的变化分析[J]. 陈吉琴,钱伶俐. 长江工程职业技术学院学报. 2013(04)
本文编号：3354236
本文链接：https://www.wllwen.com/projectlw/qxxlw/3354236.html
