通过日记温度湿度数据统计年润湿时间——4次、24次数据法对比研究

与常规方法不同，根据全国58个基准气象台站10年的日记温度湿度数据采用每天2点、8点、14点、20点的4次数据统计了各台站3种临界相对湿度(80％、70％、60％)时的年润湿时间，并对比分析了24次(每天整点)数据的统计结果。研究表明：从这两种数据所统计的相应有效年润湿时间非常接近，而且随着临界相对湿度值的降低，这种趋势更为明显，证实了采用4次数据统计年润湿时间是可行的。这样可以充分利用全国550多个基本气象台站所上报的4次温度湿度数据来研究全国润湿时间分布规律，为评估我国各地的大气腐蚀等级奠定了基础。     

我国大陆润湿时间的温度分布规律

根据全国195个气象台站10年的4次日记温度湿度数据统计了各站高于25℃和低于25℃的年润湿时间．研究了我国大陆地区温度超过25℃的年润湿时间所占比例的分布规律。研究表明：在我国大陆地区，25℃以上的年润湿时间所占比例很少高于50％，该比例是东部高于西部，南部高于北部，沿海高于内地。     

全国大气润湿时间分布分析软件开发

软件以小方块在地图上标注全国195个地区的实际位置,按ISO 9223标准对各地区的年润湿时间进行分级,并以不同的颜色对应不同的等级。使用软件可查询1991年至2000年全国195个地区大气润湿时间的分布状况;不同临界相对湿度的润湿时间;各年润湿时间的变化规律情况,包括10年润湿时间的平均值和标准差;年润湿时间在各温度段所占的比例。     

东南沿海润湿时间变化规律研究

采用4次数据法统计了东南沿海92个气象台站近15年的润湿时间tTOW,分析了温湿度组合、海拔高度、经纬度、是否临近海边等因素对tTOW的影响.研究表明:东南沿海0℃、80%温湿组合的tTOW在3500～5500h之间,少数地方高于5500h;在此温湿度组合下的tTOW,低海拔与高海拔、低纬度与高纬度、海边与内陆较接近;0℃、95%温湿组合的tTOW,高海拔、高纬度、内陆分别比低海拔、低纬度、沿海高,而25℃、80%或95%温湿组合的tTOW正好与此相反.这充分说明ISO 9223标准以0℃、80%温湿组合统计润湿时间的方法值得商榷.     

敦煌地区干热与干冷环境特征研究

目的 建立大气环境干热、干冷环境特征的表征方法,以便定量表征大气环境干热、干冷的严酷性,为高分子材料及产品在该地区的老化试验与评估提供参考。方法 设置温度-相对湿度组合为临界值,统计给定时期内温度高于临界温度、相对湿度低于临界相对湿度的时间为干热时间,统计给定时间内温度低于临界温度、相对湿度低于临界相对湿度的时间为干冷时间,并以干热时间、干冷时间占给定时期总时间的百分比来表征干热、干冷环境特征,研究临界条件、数据间隔时间对干热、干冷特征的影响。结果 以25 ℃RH40%、5 ℃ RH40%为临界条件分别统计干热时间和干冷时间的月、年百分比,可表征大气环境的干热、干冷特征。敦煌6、7月份为干热严酷月,月干热时间百分比超过40%,1、2月份为干冷严酷月,月干冷时间百分比可超过70%。结论 临界温度、临界相对湿度、统计年份、数据间隔时间等对统计结果有较大的影响。     

雾天气下二次气溶胶均质成核生长过程

二次气溶胶的核化过程涉及分子杂乱运动和碰撞,在分子间的范德华力作用下,大气环境系统中产生分子聚合,形成分子团、胚胎和核.基于此建立二次气溶胶核化和生长模型,并且采用颗粒群平衡模拟和多重蒙特卡洛方法,对雾天气下水汽均质同分子核化及H₂O-H₂SO₄均质异分子核化的过程开展热力学和动力学数值研究. 结果表明:在水汽均质核化过程中,当水汽过饱和比从2增至10时,水汽的成核速率增加约73个数量级,形成临界胚胎所需的分子数降低了97.3%. 而对于H₂O-H₂SO₄均质异分子核化过程,在环境温度271.15 K,气态H₂SO₄分子数浓度为5×107cm-3条件下,当RH(相对湿度)由80%增至100%时,二次气溶胶成核速率增加1.4倍;在气态H₂SO₄分子数浓度较高、RH较大时,核化形成的临界胚胎粒径较小. 经过均质核化生长后,二次气溶胶粒径处于1.5～3.5 nm.      

二次有机气溶胶壳对氯化钠核吸湿性的影响:基于单颗粒微观尺度

大气颗粒物吸湿特性能够影响颗粒物的光学效应、云凝结核活性和颗粒物表面的非均相反应特性.目前关于颗粒物内混结构的研究较多,但针对二次有机物对无机盐吸湿性影响的研究还比较缺乏.本研究利用一个2 L的气相流动反应管,实验室模拟α-蒎烯臭氧氧化生成二次有机气溶胶过程,然后以氯化钠为种子气溶胶在流动反应管末端分别收集11、 15和20 h这3组不同时长二次有机物包裹无机盐具有核-壳结构的单颗粒样品.透射电镜结果显示该模拟系统可以制备典型氯化钠核-有机物壳的颗粒,且有机物壳的厚度随着收集时长的延长变厚.单颗粒吸湿系统研究显示,有机物壳会影响氯化钠的潮解点(纯氯化钠潮解点为77%),并且会束缚氯化钠核的吸湿增长,表现如下:11 h收集时长下单颗粒样品中氯化钠核在相对湿度75.5%时开始潮解,并于78%时完全潮解, 85%湿度下吸湿增长因子为2.5; 15 h单颗粒样品中氯化钠核潮解范围为75%～78.5%, 85%湿度下湿增长因子为2.3; 20 h样品中核潮解范围则为76%～83%, 85%湿度下湿增长因子为1.8.本研究结果表明:①二次有机物壳影响并使氯化钠提前吸湿潮解;②有机物壳滞后氯化钠的完全潮解点且有机壳越厚滞后作用越明显;③有机物壳抑制了氯化钠核的吸湿增长因子.该研究表明目前通过大气模式模拟及外场观测手段研究颗粒物吸湿性时应考虑无机盐颗粒表面二次有机包裹层的影响.     

西南技术工程研究所, 重庆 400039

目的建立敦煌地区温度、相对湿度和日温差的年极值拟合模型。方法根据当地气象站台温度和相对湿度日记时值数据,连续统计若干年的三要素年极值,采用极大似然法建立各要素年极值的Gumbel模型,同时讨论值域有界类气象因素极值再现期的定义域。结果给出了敦煌地区温度、相对湿度和日温差年极值的Gumbel模型参数。结论敦煌地区各气象因素Gumbel模型位置参数和尺度参数,温度极大值分别为35.193,1.072℃,温度极小值分别为-20.085,1.945℃,相对湿度极大值为95.254%,2.471%,相对湿度极小值为5.837%,1.505%,日温差极大值为20.676,0.777℃,日温差极小值为1.398,0.593℃;相对湿度极大值、相对湿度极小值和日温差极小值的再现期定义域分别为6.3,47和10年。     

敦煌地区温湿度和日温差的极值特性研究

目的建立敦煌地区温度、相对湿度和日温差的年极值拟合模型。方法根据当地气象站台温度和相对湿度日记时值数据,连续统计若干年的三要素年极值,采用极大似然法建立各要素年极值的Gumbel模型,同时讨论值域有界类气象因素极值再现期的定义域。结果给出了敦煌地区温度、相对湿度和日温差年极值的Gumbel模型参数。结论敦煌地区各气象因素Gumbel模型位置参数和尺度参数,温度极大值分别为35.193,1.072℃,温度极小值分别为-20.085,1.945℃,相对湿度极大值为95.254%,2.471%,相对湿度极小值为5.837%,1.505%,日温差极大值为20.676,0.777℃,日温差极小值为1.398,0.593℃;相对湿度极大值、相对湿度极小值和日温差极小值的再现期定义域分别为6.3,47和10年。     

填料湿度、pH值对BF系统处理H2S废气的影响

为了优化BF废气处理系统设计,实验研究了填料湿度、pH值对BF系统处理H2S废气的影响,并考察了气流流速、相对湿度、温度等参数对生物填料层湿度变化的影响规律.实验结果表明,填料层的湿度变化会影响BF系统对H2S的去除率,当湿度小于45%时,BF系统对H2S去除率呈现下降态势.从BF系统长期稳定运行角度看,适宜的湿度范围是50%～70%.气流湿度、气速、温度等参数影响填料层的湿度变化,填料层湿度变化是气流特性和生物效应共同作用的结果.本实验条件下,填料层的最大干燥速率与相对湿度的对数值、气速的0.68次幂、温度的0.8次幂成正比.另外,当pH值大于8.0时,其对以短杆菌为优势菌的H2S氧化细菌活性的影响较大.     

1958—2015年长江中下游寒潮时空演变特征

基于长江中下游地区54个气象站点1958—2015年日最低气温数据,从时间和空间的角度,定量分析该地区寒潮发生发展的演变特征和空间变化。结果表明：过去58年,寒潮发生次数呈不显著减少趋势,平均减少幅度为1.2次/站;寒潮过程中,最低气温的平均降温幅度呈南高北低分布,最低气温的极端降温幅度呈自区域中心向四周逐渐降低分布。寒潮发生的首次最早为8月1日（九江站）,末次最晚为5月4日（寿县站和六安站）,出现时间的空间分布差异显著。冬季寒潮频发,春季和秋季次之。     

基于临近台站气象数据的参考作物蒸散量估算方法

参考作物蒸散量（ET₀）是评估区域植被耗水进而指导水资源优化管理所需的主要参数之一,但我国大部分地区标准化气象台站稀疏、部分研究点的气象资料通常难以获取,给ET₀的计算带来了很大困难。以地处内陆旱区的内蒙古河套灌区为例,利用该区4个标准气象站1981-2006年的气象资料,讨论了研究点在没有历史气象数据且现有气象数据不完备的情况下,采用临近台站气象数据估算ET₀的可靠性。估算方法分别为估算未知气象数据的FAO56 Penman-Monteith方程（PM56）、基于临近台站气象数据校正的经验公式以及利用临近台站气象数据训练的人工神经网络模型。结果表明：（1）在完全没有气象数据的条件下,可采用临近站点的气象数据估算研究点的ET₀,平均绝对误差（MAE）为0.43~0.52 mm d^-1,均方根误差（RMSE）为0.56~0.63 mm d^-1;估算精度与台站间的距离有关,利用维度信息校正太阳辐射值可提高估算精度。（2）仅有最高和最低气温数据时,估算气象数据的PM56方程计算误差较大,且站点之间表现不稳定,人工神经网络模型的估算精度最高,MAE和RMSE分别为0.14~0.22 mm d^-1和0.17~0.29 mm d^-1;校正后的Hargreaves公式的估算效果次之,MAE和RMSE分别为0.23~0.26 mm d^-1和0.30~0.31 mm d^-1。（3）在已知温度和辐射数据时,利用临近台站气象数据训练的人工神经网络模型依然表现最好,MAE和RMSE分别为0.13~0.19 mm d^-1和0.17~0.25 mm d^-1,其他两种方法误差较大。在内陆干旱条件下,利用研究点的气温数据结合临近台站的历史气象信息可有效估算参考作物蒸散发。     

西南喀斯特地区降雨集中度及其变化特征分析-以乌江流域中上游为例

本文采用乌江流域中上游地区1951～2008年的逐日降雨资料,分析26个气象站点年雨量、连续3日、5日、7日无雨日次数、最大日降雨统计特征,以及日降雨集中度指数CI,并利用非参数Mann-Kendall检验分析日降雨集中程度以及降雨统计特征变化趋势。结果表明,近58年以来,虽然该地区年雨量变化趋势不明显,但各站日降水量集中度呈现加大的趋势,且77%站点增加趋势显著。研究也表明,连续3日、5日、7日无雨日次数以及最大日降雨量也呈现增加趋势,日降水量集中度与最大日雨量相关程度高,说明该地区暴雨和干旱发生频率增加趋势明显。     

塔里木盆地光温模式研究及其应用

建立了塔里木盆地光照、温度模式 ,该模式可以预测出塔里木盆地无资料地区各网格点的日照时数和冬季(1月)、夏季 (7月 )平均气温。在此基础上 ,应用统计学导出的极值分布和正态分布概率模式 ,预测了塔里木盆地各站上述要素不同概率的设计值。首次揭示了塔里木盆地无资料地区光照时间、温度分布规律。该模式为塔里木油田石油工业总体规划和大型工程设计及农业合理布局等提供了有效的科学依据     

高斯轨迹烟云扩散模型在贵阳空气质量预报中的应用

选择在复杂地区应用较好的高斯轨迹烟云扩散模型,作为贵阳市空气质量预报的数学扩散模式,并利用贵阳市现有的污染源排放资料和气象资料,对贵阳市的大气污染物分布进行了模拟计算,经与实测结果比较表明:实测值与监测值基本一致,相关性较好。该模式可以作为贵阳市空气质量预报的数学扩散模式,对其他城市也具有一定的借鉴作用。      

列车表面涂层光老化试验加速因子建模研究

目的建立客观、定量的列车表面防护涂层实验室模拟紫外辐射当量对自然太阳紫外辐射的加速因子计算模型。方法以兰新高铁为例,设计一种建模方案,主要步骤包括选取建模列车站点、确定站点气象地理区划、计算站点环境变量影响距离、建立站点太阳辐射环境谱,分别建立二级气象地理区划、一级气象地理区划和全线太阳辐射环境谱,最后,建立加速因子模型。结果基于NASA Surface Meteorology and Solar Energy(SSE)地面太阳辐射数据,结合实验室条件,计算了兰新高铁表面防护涂层紫外光老化试验的加速因子,约为9.5。结论上述实验室光老化试验加速因子建模思路,解决了列车这种跨越大范围区域的装备光老化试验加速因子的计算问题,简单实用,可推广至飞机、轮船、汽车等相似装备表面涂层以及金属等其他材料的紫外光暴露试验评价。     

石家庄地区气温变化和热岛效应分析

选用石家庄地区17个气象观测站40年(1961-2000年)的平均气温资料,应用气候学、气候统计中的数学方法,对该地区的气温变化状况和城市热岛效应特征进行了分析.结果表明:40年里石家庄地区气温呈上升趋势,1981年是气温升高的显著跃变点;石家庄城市热岛效应明显,40年里热岛强度平均为0.59 ℃;其平均增温率为0.006 6 ℃/a,尤其是20世纪80年代以后,热岛强度增加趋势明显,1981-2000年热岛强度平均值较1961-1980年平均值升高了0.10 ℃;石家庄市热岛强度的增加与市区已建成区面积扩大有密切的关系.      

基于岭估计的青海省东部农业区ET_0遥感反演研究

论文利用青海东部农业区内的12个气象站2003—2005年气象资料,应用Penman-Monteith公式计算得到各站逐旬的ET_0值,并进一步研究其与高程(DEM)、地表温度(LST)及归一化植被指数(NDVI)3个因子之间的关系,提取遥感数据并耦合到时间分辨率为旬,空间分辨率为1 km,将其与计算所得ET_0建立多元反演模型。由于3个自变量因子之间存在着很强的相关关系,LST与NDVI间判定系数R2平均在0.7左右,不能直接用最小二乘回归方法建立模型。为有效避免自变量间相关性对模型的影响,研究中采用岭估计方法建模。结果表明,通过岭估计建立2003年10~33旬区域二元模型反演最低精度达76.19%,区域三元模型反演最低精度也有83.54%。与传统方法所建模型相比,检查点均方根误差减小约1.1,反演最低精度提高11%左右,能满足实际应用需求。     

基于ANFIS的陕西省参考作物蒸散量计算

为有效提高陕西省参考作物蒸散量（ET₀）的计算精度,选取陕西省6个气象站点57 a（1960—2016年）每日气象资料,构建8种基于自适应神经模糊推理系统（ANFIS）的ET₀计算模型,将其与Hargreaves-Samani、Makkink和Iramk等三种在陕西省ET₀计算精度较高的模型进行比较。结果表明：ANFIS模型能较好地反映气象因子与ET₀之间的复杂非线性关系,在仅有气温数据时,ANFIS模型具有足够的精度（平均R²=0.894,平均R_MSE=0.558 mm/d,平均MRE=18.258%）,ANFIS模型的精度随着气象因子数量的增加而增加;在相同气象条件下,ANFIS模型模拟效果最好;ANFIS模型具有较强的泛化能力,基于不同站点也有较高的精度（平均R²=0.974,平均R_MSE=0.276 mm/d,平均MRE=8.608%）,具有很好的可移植性。因此,在缺少气象数据时,ANFIS可以作为陕西省ET₀的计算模型,为农业用水管理及水资源优化配置提供帮助。     

农业干旱与气象干旱关联性——以淮河蚌埠闸以上地区为例

基于淮河蚌埠闸以上地区60个站点1961—2015年气象数据,计算作物水分亏缺指数（Crop Water Deficit Index,CWDI）与相对湿润度指数（Relative Moisture Index,M）,以冬小麦干旱作为农业干旱的代表,分析生育期内冬小麦干旱与气象干旱时空特征,并通过游程理论识别30场主要干旱事件的历时、烈度及重现期频率,展开农业干旱与气象干旱关联性研究,结果表明：（1）时间上,冬小麦生育期内农业干旱旱情年占比均高于气象干旱,年际差最多年份均发生在冬前生长期;（2）空间上,全生育期和各个生育期内的冬小麦干旱和气象干旱呈纬向分布,由南至北旱情逐渐加重,冬小麦干旱75%以上中旱占比发生在越冬期至灌浆成熟期,气象干旱仅在越冬期出现;（3）冬小麦干旱相较气象干旱存在延时,且烈度大于气象干旱,平均历时分别为18.8旬和17.3旬,平均烈度分别为12.2和9.9;（4）气象干旱历时达到1.28旬或干旱烈度达到3.35时,便会引发冬小麦干旱,且冬小麦干旱历时、烈度重现期频率大于气象干旱,农业干旱较气象干旱持续周期更长、频率及强度更大,气象干旱加剧农业干旱旱情。