北太平洋夏季降水的分布型指數(shù)及其預(yù)測(cè)分析

北太平洋夏季降水的分布型指數(shù)及其預(yù)測(cè)分析

1風(fēng)飄流區(qū)和道東太平洋的相關(guān)關(guān)系北太平洋海域是反映全球氣候和海洋變化的敏感區(qū)。這一地區(qū)對(duì)世界氣候有重要影響。眾多研究表明,北太平洋海表溫度呈現(xiàn)典型厄爾尼諾或拉尼娜型態(tài),主要表現(xiàn)在西風(fēng)漂流區(qū)海溫距平與赤道東太平洋海溫距平符號(hào)相反,即兩區(qū)域海溫為顯著的負(fù)相關(guān)。同時(shí),許多研究也指出,黑潮及暖池鄰近海域的海溫變化比較復(fù)雜且有其獨(dú)特性,它與西風(fēng)飄流區(qū)和赤道東太平洋的海溫沒有顯著的相關(guān)關(guān)系,且相關(guān)符號(hào)有時(shí)會(huì)隨季節(jié)的變化而改變。我們?cè)谘芯勘碧窖蠛嘏c中國(guó)夏季降水遙相關(guān)結(jié)構(gòu)時(shí)發(fā)現(xiàn),夏季降水分布型式與北太平洋海溫的某種特定配置有一定聯(lián)系。這種特定配置是,西風(fēng)飄流區(qū)與赤道東太平洋區(qū)為反相關(guān),黑潮及暖池鄰近海域則通常與赤道東太平洋區(qū)的相關(guān)符號(hào)一致。由于黑潮與暖池海域范圍寬闊,研究時(shí)選取的海域范圍往往不同,得到的結(jié)論也有較大的差異。文獻(xiàn)的工作所指的是15～25°N,125～145°E的范圍。依據(jù)海溫變化制作中國(guó)夏季降水預(yù)測(cè),通常選取單一關(guān)鍵區(qū)域的海溫,例如,選取赤道東太平洋區(qū)域,在出現(xiàn)典型厄爾尼諾或拉尼娜強(qiáng)信號(hào)的年份,可能會(huì)收到較好的預(yù)測(cè)效果。而在非厄爾尼諾或非拉尼娜的年份,單一區(qū)域就不能客觀、全面地體現(xiàn)海溫對(duì)夏季降水的作用,預(yù)測(cè)效果往往不穩(wěn)定。本文旨在從中國(guó)夏季降水趨勢(shì)分布預(yù)測(cè)的實(shí)際業(yè)務(wù)需要出發(fā),定義了一個(gè)反映北太平洋海表溫度變化分布型的指數(shù)。分析了這一分布型指數(shù)的主要特征,表明它不僅可以表征出海溫的年際變化特征及厄爾尼諾和拉尼娜事件,重要的是其與中國(guó)夏季降水分布型式呈現(xiàn)比單一區(qū)域更清楚、確定的相關(guān)關(guān)系。在分析該分布型指數(shù)的變化特征基礎(chǔ)上構(gòu)建了一個(gè)分布型指數(shù)的統(tǒng)計(jì)預(yù)測(cè)模式。2北太平洋海溫空間分布分型取國(guó)家氣候中心提供的1951年1月～1998年12月北太平洋(10°S～0°,120°E～80°W)范圍5°×5°的286個(gè)格點(diǎn)海表溫度,在北太平洋上選用18個(gè)格點(diǎn)(35～40°N,160°E～160°W)的平均海表溫度TS1代表西風(fēng)飄流區(qū)的海溫變化,用15個(gè)格點(diǎn)(15～25°N,125～145°E)的平均海表溫度TS2代表黑潮與暖池附近區(qū)域的海溫變化,用5°N～5°S,160～100°W的36個(gè)格點(diǎn)平均海表溫度TS3代表赤道東太平洋的海溫變化。為了減少緯度效應(yīng),分別對(duì)TS1,TS2和TS3作標(biāo)準(zhǔn)化處理。依據(jù)我們對(duì)北太平洋海溫與中國(guó)夏季降水遙相關(guān)的研究結(jié)果,仿照Wallace利用遙相關(guān)型定義PNA型指數(shù)的作法定義:IST=-0.50TS1+0.25TS2+0.25TS3(1)作為表征北太平洋海溫分布型態(tài)的指數(shù)。式(1)中的系數(shù)含義是:將北太平洋區(qū)域看作一個(gè)整體,其典型配置是西風(fēng)漂流區(qū)的海溫變化與赤道東太平洋、黑潮及暖池的海溫變化趨勢(shì)相反。利用這一指數(shù)取代3個(gè)單一區(qū)域的海溫變化,反映整個(gè)北太平洋海溫的分布型態(tài),以此作為中國(guó)夏季降水趨勢(shì)分布預(yù)測(cè)的一個(gè)新指標(biāo)。由式(1)計(jì)算出1951～1998年逐月海溫分布型指數(shù)(圖1)。圖1表示的分布型指數(shù)的平均值為0.22,其標(biāo)準(zhǔn)差為0.66。以±0.66為標(biāo)準(zhǔn)定義厄爾尼諾和拉尼娜事件,那么,從圖1可以直觀地看出,分布型指數(shù)將1951,1953,1957,1963,1965,1969,1972,1976,1982,1987,1991,1993,1994和1997年發(fā)生的厄爾尼諾事件及1955,1964,1968,1971,1974,1975,1985,1988年發(fā)生的拉尼娜事件均表征出來(lái)了,說明式(1)定義的指數(shù)具有代表性。從圖1可以得到這樣直觀的認(rèn)識(shí),即20世紀(jì)80年代以前指數(shù)負(fù)值較突出,80年代以后則以正值更顯著。也就是說,80年代前冷水事件出現(xiàn)的頻次高、強(qiáng)度大;80年代后則是暖水事件發(fā)生頻繁且強(qiáng)度強(qiáng)。3海溫分布型指數(shù)與夏季降水的相關(guān)及分布特征為了比較海溫分布型指數(shù)與北太平洋主要海域的海溫在與中國(guó)夏季降水相關(guān)關(guān)系的差異,首先計(jì)算了北太平洋西風(fēng)飄流區(qū)、黑潮與暖池和赤道東太平洋區(qū)前一年秋季(前一年9～11月)、冬季(前一年12月～當(dāng)年2月)、春季(3～5月)和夏季(6～8月)海溫與中國(guó)夏季降水的相關(guān)。結(jié)果表明,前期各區(qū)域的海溫與中國(guó)夏季降水的相關(guān)沒有較大范圍的高相關(guān)區(qū)域(圖略)。同期3個(gè)區(qū)域的海溫與夏季降水的相關(guān)是它們中最好的。由圖2a看出,西風(fēng)飄流區(qū)的夏季海溫與長(zhǎng)江流域、西南西部、東北西部及新疆等地的夏季降水為負(fù)相關(guān),與長(zhǎng)江以北及華南地區(qū)為正相關(guān)。但是,除了與西南及新疆地區(qū)的相關(guān)系數(shù)較高外,與中國(guó)東部大范圍地區(qū)的相關(guān)均未達(dá)到顯著性水平。黑潮與暖池區(qū)域的夏季海溫與中國(guó)東部大部分地區(qū)降水為正相關(guān)(圖2b),僅與山東半島及華南沿海小部份地區(qū)為負(fù)相關(guān)且亦未達(dá)到顯著性水平。赤道東太平洋地區(qū)海溫與江淮大范圍地區(qū)及東北的夏季降水為正相關(guān)(圖2c),與華北及西北地區(qū)為負(fù)相關(guān),但僅與西北地區(qū)的負(fù)相關(guān)是較顯著的。由上述分析可見,北太平洋各關(guān)鍵區(qū)的海溫特別是常被用來(lái)預(yù)報(bào)中國(guó)夏季降水的主要預(yù)報(bào)因素的赤道東太平洋海溫與中國(guó)夏季降水并沒有十分顯著的相關(guān)關(guān)系。由此可見,用單一區(qū)域的海溫作為預(yù)測(cè)中國(guó)夏季降水的主要依據(jù)就有可能影響預(yù)報(bào)效果。為與圖2比較,分別計(jì)算了前期秋季(上一年9～11月)、冬季(上一年12月～當(dāng)年2月)、春季(3～5月)和同期夏季(6～8月)季平均分布型指數(shù)與中國(guó)160個(gè)站夏季(6～8月)降水量的相關(guān)(圖3)。由圖3a可見,前一年秋季海溫分布型指數(shù)與中國(guó)夏季降水的相關(guān)存在清晰的分布特征。海溫分布型指數(shù)與長(zhǎng)江以南大部、西北及西南大部地區(qū)的夏季降水為正相關(guān),其中西北及西南部分地區(qū)的正相關(guān)系數(shù)超過0.05(0.28)顯著性水平。同時(shí),該指數(shù)與長(zhǎng)江以北的淮河流域、華北大部、黃河中下游及東北南部為負(fù)相關(guān),其中與黃淮地區(qū)的負(fù)相關(guān)比較顯著,超過0.05(-0.28)顯著性水平,負(fù)相關(guān)中心已超過0.01(-0.35)顯著性水平。從秋季到冬季至當(dāng)年春季,海溫分布型指數(shù)與中國(guó)夏季降水的相關(guān)分布基本維持圖3a的型式。只有華南等部分地區(qū)的相關(guān)符號(hào)改變,個(gè)別地區(qū)相關(guān)強(qiáng)度有微弱變化。說明當(dāng)前期海溫分布型指數(shù)強(qiáng)(或弱)時(shí),中國(guó)的江南、西北及西南大部地區(qū)夏季降水易出現(xiàn)偏多(或偏少)、長(zhǎng)江以北的廣大地區(qū)偏少(或偏多)的分布型式。圖3b是夏季北太平洋海溫分布型指數(shù)與夏季降水的同期相關(guān)分布,其相關(guān)分布結(jié)構(gòu)及強(qiáng)度均與圖3a有所不同。從圖3b中看出,正相關(guān)范圍向北推至長(zhǎng)江流域,且正相關(guān)強(qiáng)度增強(qiáng),長(zhǎng)江中下游的正相關(guān)系數(shù)超過0.01顯著性水平,其中上海、杭州、屯溪、寧波等站的相關(guān)系數(shù)均在0.45以上。華南、黃河流域及其以北地區(qū)為負(fù)相關(guān),且其范圍向西擴(kuò)展。表明當(dāng)夏季海溫分布型指數(shù)強(qiáng)(或弱)時(shí),中國(guó)夏季降水易出現(xiàn)長(zhǎng)江流域偏多(或偏少),華南及北方地區(qū)偏少(或偏多)的分布型式。由上述比較可知,北太平洋海溫分布型指數(shù)與中國(guó)夏季降水存在一定的相關(guān)關(guān)系,這種關(guān)系比單一區(qū)域海溫與中國(guó)夏季降水的相關(guān)更為清晰、顯著。海溫分布型指數(shù)與中國(guó)夏季降水的相關(guān)關(guān)系可以解釋為,當(dāng)前一年秋、冬季北太平洋海溫分布型指數(shù)出現(xiàn)異常時(shí),即出現(xiàn)西風(fēng)漂流區(qū)海溫為負(fù)距平、赤道東太平洋和黑潮及暖池的海溫為正距平的特定配置時(shí),通過Hadley環(huán)流經(jīng)向動(dòng)量和熱量輸送導(dǎo)致夏季副熱帶高壓強(qiáng)度加強(qiáng)、位置偏南,中國(guó)夏季就容易出現(xiàn)長(zhǎng)江以南地區(qū)降水偏多、長(zhǎng)江以北大部分地區(qū)降水偏少。北太平洋海溫的這種特定配置與中國(guó)夏季降水分布存在大約6個(gè)月的時(shí)滯關(guān)系。因此,本文定義的北太平洋海溫分布型指數(shù)可以作為預(yù)測(cè)夏季降水趨勢(shì)分布的主要依據(jù)。4海溫分布型指數(shù)的周期特性用Mann-Kedall統(tǒng)計(jì)量分析了1951年1月～1998年12月間北太平洋海溫分布型指數(shù)的突變特征。由圖4看出,指數(shù)順序統(tǒng)計(jì)量曲線與逆序統(tǒng)計(jì)量曲線在1980年處有一交點(diǎn)且位于95%顯著性水平的臨界線之間。表明海溫分布型指數(shù)在20世紀(jì)70年代末、80年代初發(fā)生過一次顯著的突變,即80年代前后兩時(shí)段海溫分布型指數(shù)變化有顯著的差異。80年代后的指數(shù)比80年代以前有了明顯的增強(qiáng)。眾所周知,厄爾尼諾是赤道中東太平洋海溫周期性變暖的事件。那么,我們定義的海溫分布型指數(shù)是否也具有周期特性呢?為此,用最大熵譜提取1951～1980年海溫分布型指數(shù)的顯著周期。樣本量為576個(gè)月,最大波數(shù)取為288個(gè)月。結(jié)果表明,近48年以來(lái)海溫分布型指數(shù)存在約4.5年的顯著周期。為了分析海溫分布型指數(shù)突變前后時(shí)段周期特性的差異,以出現(xiàn)突變的1980年為界,將分布型指數(shù)分成1951～1980年及1981～1998兩部分。用最大熵譜分別提取兩時(shí)段指數(shù)的顯著周期。結(jié)果顯示,1951～1980年時(shí)段的海溫分布型指數(shù)存在48個(gè)月即4年的顯著周期,1981～1998年時(shí)段的海溫分布型指數(shù)的譜密度則對(duì)應(yīng)在54個(gè)月上?？梢?80年代以來(lái)北太平洋海溫的周期變化與近48年來(lái)整段海溫變化是一致的,均存在4.5年的周期振蕩。這一結(jié)果證明,我們定義的海溫分布型指數(shù)的主要變化特征與眾多科學(xué)家用這一海域海溫的研究結(jié)果是一致的。這一結(jié)果還表明80年代前后兩時(shí)段海溫分布型指數(shù)的差異主要不是表現(xiàn)在變化周期長(zhǎng)短上,而是表現(xiàn)在冷暖事件出現(xiàn)的次數(shù)和強(qiáng)度上。1951～1980年間共出現(xiàn)14次海溫異常事件,其中8次暖水事件,6次冷水事件。而1981～1998年的共18年間共出現(xiàn)8次異常事件,6次暖水事件,僅有2次冷水事件,且20世紀(jì)較強(qiáng)的3次暖水事件(1982～1983年,1986～1987年,1997～1998年)均發(fā)生在后一時(shí)段。為了預(yù)報(bào)的需要,我們用奇異譜分析(SingularSpectrumAnalysis,SSA)進(jìn)一步研究了20世紀(jì)80年代以來(lái)海溫分布型指數(shù)的年際變化。取1981年1月～1998年12月共216個(gè)月的樣本。為了使海溫分布型指數(shù)序列頻率結(jié)構(gòu)簡(jiǎn)化,首先對(duì)指數(shù)序列作40～80個(gè)月的Batterworth帶通濾波,再對(duì)濾波后的序列進(jìn)行奇異譜分析。最大時(shí)間后延取為60個(gè)月。T-EOF1和T-EOF2解釋總方差的94%,應(yīng)該說代表了北太平洋海溫變化的絕大部分信息。圖5為這對(duì)T-EOF的變化曲線。兩個(gè)EOF曲線呈現(xiàn)出十分明顯的周期性。大約存在50～60個(gè)月的周期。表1列出T-EOF1和T-EOF2對(duì)應(yīng)的TPC1和TPC2最強(qiáng)振蕩所對(duì)應(yīng)的主要周期。奇異譜分析進(jìn)一步證實(shí),80年代以來(lái)海溫分布型指數(shù)隱含有4～5年的顯著周期。5信號(hào)分量提取上述研究表明,北太平洋海溫分布型指數(shù)異常與中國(guó)夏季降水分布有較確定的相關(guān)關(guān)系。預(yù)測(cè)出未來(lái)海溫分布型指數(shù)的變化就可以對(duì)夏季降水的分布型式有一大致估計(jì)。有關(guān)海溫異常變化及厄爾尼諾的預(yù)測(cè)已有很多研究,這里利用海溫分布型指數(shù)具有顯著周期振蕩的特點(diǎn),設(shè)計(jì)出一種統(tǒng)計(jì)模式。這一模式的基本思想是利用SSA識(shí)別出顯著振蕩行為的信號(hào)分量,用某種辦法將這些信號(hào)分量提取出來(lái),同時(shí)濾掉分布型指數(shù)序列中的噪音和不可預(yù)測(cè)分量。在此基礎(chǔ)上建立海溫分布型指數(shù)預(yù)測(cè)模式。假定海溫分布型指數(shù)序列IST(t)由SSA識(shí)別出M個(gè)顯著周期振蕩,則定義信號(hào)分量函數(shù)為:GL(i)=1ΝLΝL-1∑j=0ΙSΤ(i+jL)i=1?2???L(2)GL(i)=1NL∑j=0NL?1IST(i+jL)i=1?2???L(2)式中L為所要提取信號(hào)的周期長(zhǎng)度;NL為滿足ΝL≤[ΝL]NL≤[NL]的最大整數(shù);N為序列樣本量。對(duì)GL作延拓GL(t)=GL(t-L?ΙΝΤ(t-1L))t=1?2???Ν(3)GL(t)=GL(t?L?INT(t?1L))t=1?2???N(3)即可以將長(zhǎng)度為L(zhǎng)的信號(hào)分量從序列中提取出來(lái)。重復(fù)M次上述過程就得到M個(gè)不同長(zhǎng)度的信號(hào)分量。以信號(hào)分量函數(shù)為基礎(chǔ)構(gòu)建分布型指數(shù)預(yù)測(cè)模式ΙSΤ(t)=Μ∑i=1aiGi(t)+e(t)t=1?2???Ν(4)IST(t)=∑i=1MaiGi(t)+e(t)t=1?2???N(4)式中ai為權(quán)重系數(shù),e(t)為隨機(jī)誤差。若作q步預(yù)報(bào),則只需將式(3)中的GL(t)延拓至t=N+q,代入式(4)即可。利用式(2)和(3)將用SSA識(shí)別出的60,56,64,52,68,48個(gè)月的強(qiáng)信號(hào)分量從1981年1月～1998年12月216個(gè)月的分布型指數(shù)序列中提取出來(lái)構(gòu)建預(yù)測(cè)模式。圖6a中實(shí)線是觀測(cè)值,虛線是模式的模擬值?？梢钥吹?模擬效果相當(dāng)不錯(cuò),尤其是1981～1998年間的1982～1983,1986～1987,1991～1992,1993,1994,1997～1998年幾次厄爾尼諾及1988～1989年的拉尼娜過程均有較好的模擬。用構(gòu)建的預(yù)測(cè)模式對(duì)1996年1月～1998年12月共36個(gè)個(gè)例提前6個(gè)月的做預(yù)測(cè)試驗(yàn)。即用1981年1月～1995年7月175個(gè)樣本的資料建模作6步外推預(yù)測(cè),第6步為1996年1月的預(yù)測(cè)。再取1981年1月～1995年8月176個(gè)樣本的資料建模作6步外推預(yù)測(cè),得到1996年2月的預(yù)測(cè),依次類推,作出1996年1月～1998年12月共36例預(yù)測(cè)試驗(yàn)。36例預(yù)測(cè)相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.82。由圖6b中虛線看出,1996年末至1997年初的負(fù)指數(shù),1997年春指數(shù)開始上升直至發(fā)展為1997～1998年的強(qiáng)增暖及1998年秋開始的衰減過程均基本預(yù)測(cè)出來(lái)了。只是增暖開始的時(shí)間及強(qiáng)度與觀測(cè)值有一定差異。36例預(yù)測(cè)試驗(yàn)表明,該預(yù)測(cè)模式具有一定的預(yù)測(cè)能力。圖6b中1999年1～12月虛線部分是用本預(yù)測(cè)模式作出的預(yù)測(cè)。預(yù)測(cè)1999年海溫分布型指數(shù)變化不很穩(wěn)定,但直至年底不會(huì)有異常冷暖事件發(fā)生。6北太平洋海溫分布型指數(shù)的特征分析(1)本文定義的北太平洋海溫分布型指數(shù)與中國(guó)夏季降水存在比單一區(qū)域海溫更清晰、