1951-2006 年中国东部夏季降水异常的主模态外文翻译资料

 2022-12-11 19:13:33

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1951-2006 年中国东部夏季降水异常的主模态

叶红 陆日宇

中国科学院,大气物理所, 大气科学和地球流体力学数值模拟国家重点实验室,北京 100029

摘要：用EOF的方法研究中国东部夏季降水异常的主要模式。结果表明，在20世纪70 年代末后主要是，第一模态和第二模态交换出现。在20世纪70年代末之前，第一（第二）模态主要空间模态是“长江型”（“华南型”），但是在20世纪70年代末以后，逐渐改变为“华南型”（“长江型”）。在20世纪70年代末华南夏季降水的一个显著的年代际变化导致了主要模态的年代际变化，即1978 – 1992期间的负相关变化和1993 – 2006期间的正相关变化。当从分析中省略我国东部降水的变化时，第一和第二个主导模式分别代表'长江模式'和'南方模式'。这些结果表明，我国夏季降水在一段时期内由一种模态控制，在其余时期内则有另一种模态控制。但是，当年代际变化被排除之后，对于年际变化来说，第一和第二个模式可以很容易区分，而且他们至少 在1951 年以来一直很稳定。

关键词： 主要模态，夏季降水，年际变化，中国南方，年代际变化

1.引言

由于其典型的季风性气候，华东地区经常遭受严重洪灾和旱灾。了解每年的夏季降水的变化是很重要的，也有很多工作一直致力于这个研究（Webster and Yang, 1992; Wang et al., 2001; Huang etal., 2003; Lu, 2004; Ding and Chan, 2005）。EOF分析是最常见用于研究中国东部夏季降水变化的方法，是因为它有效地把握主要模态和他们的时空演化过程。表1总结了以前用EOF方法研究中国东部夏季降水的信息。大多数研究都表明，夏季降水的第一主导模式与位于长江河谷中下游河段的异常降水有关联（简化为表 1 中的'长江型'）。第二种模式的特点是华南地区和黄河河山谷之间降水反相关（'跷跷板型'），虽然一些研究已主要集中在华南 （'华南型'） 的异常与第二种模式的联系。在之前研究中，在“跷跷板模式'和'南方模式'间的第二种模态区别涉及到淮河流域降水变化是否重要，这可能是由于不同跨度的降雨数据的使用导致的。

然而，在以往的研究中获得的前两个模式解释大致相同的方差 (表 1)。这表明，两种模式是很难分开。例如，正如汉、 张 （2009 年） 指出，夏季降水的第一主导模式不能用抽样误差加以区别，根据North等人 （1982 年）。此外，几个研究展示'跷跷板模式'作为主导模式 (表 1，邓等，1989 年;王和吴，1996年），其中说明了降雨数据结果的敏感性和证实前两个模式的灵活性。另一方面，EOF 的结果可能依赖于分析的使用，一般表现为通过使用原始或标准化降水异常或 EOF 分析前降水异常的百分比。上述大多数研究开始从 20 世纪 50 年代使用的降雨数据，因此数据跨度超过 30 年。因此，在年际和年代际时间尺度上的变化可能混合在一起。例如，相应的系列的第一主成分显示1970 年代后期2—3 年期间 （黄等人，2007年），第二主成分代表增加的趋势或年代际变化（翁等人，1999年; 丁等人，2008年）。EOF 分析原始的雨量数据，得到的主导模式主要基于年际变率，这是因为年际变率是比变异性更占优势更长的时间刻度上。但是，EOF 分析的结果，可能的变异性对这些较长的时期内，特别是由于中国夏季降水的年代际变化来进行修改。不幸的是，进行 EOF 分析时，先前的研究不区别的年际变化和频率变化。许多人研究调查东亚夏季降水的年代际变化 （例如 Changet等人，2000 年;龚和何，2002 年;仁等人，2004 年）。通过分别分析在华南、 华北与长江中下游盆地区域降雨，丁等人 （2008 年） 研究了 1951年-2004 年期间资料，发现了70 年代末三个区域有一个共同的变化点，而其它的转变发生在 20 世纪 60 年代中期的华北和1990 年代初华南地区。最近，黄等人（2011 年）关注我国降水的年代际变化，并进一步证实所有三个十年的变化。更具体地说，确定了70 年代末附近的年代际变化有两个主要特点: (1) 70 年代末的东亚夏季风环流弱（王，2001年）（2） 按照这种变化，削弱了近几十年来向北的水汽输送和长江流域、韩国和长期的干旱的中下游河段华北地区洪水条件（Gongnd Ho，2002 年;何等人，2003;黄等人，2007年），这是符合1970 年代后首要原则的转变（翁等人，1999年）。对中国降水异常的主导模式的深刻理解是至关重要,这将改善季节性预测，而且也有助于解释负责中国降水变率的机制。考虑到夏季降水年代际变化，很自然地想象他们如何在中国东部夏季降水的主导模式中体现，无论是与否，作为结果，模式终将被更改，例如70 年代末。在本研究中，也研究了这个问题，在第2部分中讲介绍这个问题。第 3 部分提出1951年—2006 年期间降水异常的主导模式。第 4 部分，我们讨论占主导地位的降雨模式更改的可能原因。结论在第5部分中给出。

表1.前人研究和本文中的EOF分析，包括雨量数据信息和空间格局的两个主要模式的最具主导性的结果。“A”是“长江模式”的缩写，“B”是“南方模式”的缩写，“C”是“跷跷板模式”的缩写。

2.数据和方法

在这项研究中，使用了1951年 —2006 年中国气象行政部门160 个站点提供的每月的降水数据。160 个台站中，位于100◦E东部的139个站点资料被用于研究中国东部降水变化。

这项研究的EOF 分析说明了在夏季 （6 月至 8 月） 降水异常的主模态。每个主要的主成分 (PC) 是按其标准偏差缩放。回归到相应缩放 Pc 上降雨的形式展现出来的空间模式。

为了区别夏季降水年代际变化和年际变化，将数据进行9年滑动平均。9 年滑动平均值作为年代际变化，而剩余的部分被视为年际变化。

图1. 1951年至2006年中国东部夏季降水EOF分析程中的主模态。如EOF1（a）与EOF2（b）中，和相应的归一化的主成分的PC1（c）与PC2（d）所示。空间格局显示了一个回归化夏季降水组成的相应的标准化PC。阴影区95％置信水平表示显著区域和轮廓区域间隔为每个月20mm。

3．降雨异常主模态的变化

图 1 显示前两个主模态在华东地区1951年-2006 年期间夏季降水。EOF1 占总方差的 15.4%。相应的空间格局显示位于长江流域的中下游的正异常降水和位于沿南海岸负异常降水(图 1a)。在PC1 和降雨异常序列的长江流域 （27◦-33◦N，105◦-125◦E）之间高相关系数（0.91），在以下内容中称为“长江模式”。EOF2 的空间格局显示位于南部中间和低长江中下游地区正降水异常(图 1b)。此外，还有位于黄河和长江之间的弱负异常。这种模态变化所占的比例是 13.2%。PC2 的一个显著特征是发生在 1990 年代初期的年代际突然的转变。此空间的模态被称为'华南型'，PC2 和华南 （22◦-28◦N，105◦-125◦E） 降雨异常序列之间相关系数高达0.82。前两个主模态所占的方差是类似的，所以这些模态不能区分抽样误差，而第二个和第三个沫可以被区别。EOF3 主要在华北 （无图） 显示主导降水异常并解释总方差，这是大约一半的 EOF2 的 6.9%。图 1 中所示的空间模态是符合许多以前研究 （如翁等人，1999 年;周和玉，2005 年;黄等人，2007年）。

图 2 给出了1951年 — — 1977 年前两种异常夏季降水的主模态。这些模态分别解释 18.1%和 13.0%的总方差，并可以加以区分 (North等人，1982年)。第一种模态的空间格局可以被确定为'长江型'，并且图 2a 和图 1a之间的模式相关系数是 0.904。第二种模态是类似于'华南型'，在长江以南地区有正降水异常。图 2b 与图 1b 的模式相关系数是 0.677。图 1b，图 2b 显示了长江和黄河之间较强的负异常。因此，在 1951年—1977年前两个的主导模式是类似于那些在整个分析期间的模式，但他们是可区分。

然而，与第一期 （或整个期间）相比，主模态在后 70 年代末彻底改变了。EOF1 的空间格局不再是'长江型'，而是类似于'华南型'。图 3a 和 2a 之间模态相关系数是 minus;0.405，而图 3a 和 2b 之间是 0.481。相反，EOF2 是'长江型'，图3b 和 2a 之间的模态相关系数是 0.775，但图 3b 和 2b 之间是0.134。此外，PC1 显示在1992年左右（图3c）明显的年代际变化从一个负变化转变为正变化，代表在中国南方从1990年代初之前整体负降水异常在过渡到90 年代初期整体正异常。前两个主模态分别，占总方差的20.0%和 14.0%，同时也可以被区分。

图 1 到 3 所示的结果表明，我国东部夏季降水有两种典型模式:'华南型'和'长江型'。在 1970 年代后期之后,主模态顺序颠倒。前一段时期占主导地位的是“长江型”，后一段时期则更改为“华南型”，再后一段时期，第二主导模式从“华南型”转变为“长江型”。70 年代末的两种模式之间的转换显示了降雨模态不可持续的特征。

我们的结果是和王等人的结果（2001 年）一致的，王等人审查了数据并且得出了降雨类型，这是类似于降水异常的主导模式，在中国降水年代际变化和低频变化中改变了多次。在下面的部分中，我们将表明我国降水的主模态改变很大。

4.1970年末后主模态变化的原因

在 1970 年代后期以后,'南方型'成为取代'长江型'的中国东部夏季降水的最主要模态。此外，PC1 显示了在 1990 年代初期 (图 3c) 的明确年代际变化。这样年代际变化与1993年-2006 年和 1978年—1992(图4)的中国南方夏季降水是有联系的，是符合先前的研究 （Hoet等人，2005 年; Kwon等人，2007;丁等人，2008;吴等人，2010年）。上世纪 90 年代初后，中国南方经历了一段洪涝灾害。图 5 显示了华南地区降水异常的时间序列，包括原始、年代际和年际变化。但是，应该要指出的是，这些变化都是归一化的数据，和年代际和年际变化的标准偏差分别为 16.2 和 41.5。图 5 所示的年代际变化是强的，在1970 年代末后，从低于正常值过渡到高于正常值。因此，在1970年末，原始的系列和年际系列之间的偏差是显著。

这些结果表明，原始的中国降雨资料包含年际变化和年代际变化。因为这两个时间尺度变化的物理机制可能是不同，所以适用于分开研究两种时间尺度变化。然而，年代际变化有超高的自动相关相关性，并因此采样大小将远远小于分析周期 （从 1951 年至 2006 年） 的时间跨度。我们不能试图通过使用从过去的 5-6 年的数据获得可靠结果的年代际变化的主模态。因此，在这项研究中将合理地专注于研究降水的年际变化的主模态。

不过，20 世纪 70 年代末中国南方降雨显著的年代际变化，可能是影响我国东部的年际变化的主模态的原因。若要验证这一假设，我们应用 EOF 分析运行九年后的降雨量数据，其结果如图 6 所示。年际变化的第一主模态是'长江型'(图 6a)，这是类似于图 1a 所示。这种模态占总方差的 16.7%。这第二种模式占总方差的10.9%，这和图 1b 有一些相似之处：在中国南方长江和黄河正异常，但二者略有差异，长江黄河之间的负异常较强。应指出的是，当被省略的年代际变化，是可以区分两种模态。

结果前者和后者如图 7 和 8所示。一般来说，前期间的两种模态 (图 7)是类似于在整个期间的 (图 6)。模式图 6 和EOF1的模态相关系数为0.753，图7和 EOF2之间的模态相关系数为0.755。后期的主模态(图 8)的空间模式也是类似于图 6。对于EOF1和EOF2的模态相关系数分别为 0.925 和 0.686。后期显著年代际变化的EOF结果被保留下来（图 3 和 8）。尤其是'长江型'，从原始的降雨数据 (图 3b)分析出来的第二主模态是在年际尺度 (图 8a) 中最有统治力的。因此，图 6 — 8 的显示，在前期和后期降水中去除年代际变化影响, 两种年际变化的主方式类似整个分析过程。此外请注意，去除年代际变化影响，EOF模态都可区分这两个时期。结果支持这一假设，主导模式的变化受降水的年代际变化，特别是1970 年代末在华南地区降水的显著的年代际变化。

图2.内容和图1一样，但是时间是1951年-1977年

图3.内容和图1一样，但是时间是1978年-2006年

图4.1993年-2006年夏季降水和1978年-1992年夏季降水的区别。阴影区域显示95%置信区域的显著差别。

图5.1951年至2006年中国南方（105°-125°E，22°-28°N）夏季降水异常标准化时间序列。

图6. 和图1内容一样，但是没有进行9年滑动平均

图7. 和图6内容一样，但是时间是1955年-1977年。

图8. 和图6内容一样，但是时间是1978年-2002年。

5.总结

在本研究中使用 EOF 方法分析了中国东部夏季降水空间结构的时空变化。1951-2006 年期间，最主要的模态是'长江型'，也就是长江流域中下游地区大的降水异常。第二种模态是与中国南方（在本文中称为'华南型'）的明显变化有关。这些结果与前人的研究相一致，不能区分这两种模式。

我们发现两种主模态降水异常的不稳定。在 1970 年代末前，第一个 EOF 的空间格局仍是'长江型'，和第二个似乎是'华南型'。相比之下，在后期的第一主模态转向'华南型'，而第二种模态是类

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