福清市雷暴日分布趋势研究及其在雷电灾害风险评估中的应用
2024-10-18
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Journal of Agricultural Catastrophology 2013,Vol 3。No 1:34—36,44 ng Thun- 福清市雷暴日分布趋势研究及其在雷电灾害 Research of Fuqiderstrom Day’S Distribu- 风险评估中的应用 tion and Its Application in 俞成标 ,张烨方 ,黄榕城。,冯真祯 1.福清市气象局,福建福清350001;2.福建省防雷中心,福建福州350001;3.福建 省气象局,福建福州350001 Lightning Disaster Risk Assessment YU Cheng-biao et al(Fuqing Meteo・ 摘要以福清市1961—2007年总雷暴日观测数据为样本,对福清市雷暴目的极端值和短 rological administration,Fuqing,Fujian 350001) 期预测值进行研究与应用。采用频数分析的方法拟舍得到福清市年总雷暴日的概率密度、 分布函数,由此计算得到福清市年总雷暴日的极端数值,并对福清市年总雷暴日观测数据 进行趋势分析及多元回归预测,为雷电灾害风险计算中雷暴日参数的选取提供了参考。 关键词雷暴日;极端值;趋势分析 Abstract Based on thunderstrom day (from 1961 to 2010)of Fnqing City,the extreme and short—term prediction value 中图分类号P429 文献标识码A 文章编号2095—3305(2013)01—034—03 of Fuqing City were discussed.The prob— ability densiy tand distribution function of 雷电灾害是联合国公布的十大自 然灾害之一,我国是一个发展中国家, 不可能对所有的建设项目都进行全面 市雷暴日的初、终日及绝对变率,年、 月分布及变化趋势,以及雷暴初、终日 的候平均气温阈值等方面进行了分 Fuqing’S thunderstrom day were ired fby the method of requency analfysis,SO got its extreme value.The trend and multiple 的防雷工程设计,因此对重大、重点项 目进行雷电灾害风险评估是保障建设 项目雷电安全、社会和谐稳定的重要 析 ”。笔者主要从雷电灾害风险评估 应用的角度,以福清市为例,在对区域 雷暴日常规数理统计分析的基础上, 对雷暴日的极端值、短期可能值等不 regression prediction of Fuqing’S thun— derstrom day was analyzed,for guiding lighming disaster risk assessment. 技术内容。在雷电灾害风险评估技术 服务中,评估项目所在地的年雷暴日 是反映地区雷电活动规律的重要参 数。目前在项目雷电灾害风险计算上 使用的雷暴日主要来源于一些标准规 范的附录给出的参考数据,或者由当 地气象部门提供的多年年雷暴日平均 值,这些数值具有一定的代表性,可以 定性指标进行研究,以指导具有精确 雷电灾害风险评估需求的项目。 1 福清市雷暴日分布规律研究与应用 1.1 分布规律探索与假设检验 以福清市1961—2010年的年总 Key words Thunderstrom day;Ex— treme value;Trend analysis 雷暴日观测数据为样本,对福清市雷 暴日的概率分布规律进行研究。首先 对雷暴日数据进行正态性分布探索分 析与假设检验,如果福清市雷暴日服 从正态分布,则采用正态分布函数进 行规律分析;如果不服从正态分布,则 采用累积频数分布表进行累积概率函 应用于一般项目防雷工程的评估计 算,但对于一些重大、重点或对评估精 度要求较高的项目而言,就需要对区 域的雷暴日分布规律与趋势进行一定 的分析、研究,用更加科学的数据来指 导防雷工程、评估与检测。 目前全国范围内对雷暴日的研究 主要集中在对雷暴日的基本统计分 数拟合,并运用该函数进行规律分析。 首先绘制福清市1961—2O10年 的年总雷暴日观测数据的正态p-P 析、区域雷暴日的年季变化规律、雷暴 日的时空分布特征等方向0-63,如易燕 明等对近5O年广东省雷暴、闪电时空 变化特征进行研究E7咽;郑燕等对莱芜 图、0一Q图,对雷暴日的分布类型进行 判断(图1、2)。由图1、2可看出,通过 p-p、0—0检验,福清市雷暴日数据的 基金项目福建省气象局基层科技专项(201lql o 作者简介俞成标(1959一),男,福建福清人,工程师,从事雷电灾害防御与管理研究,E-mail:228532148@qq.com。 收稿日期34 2012—12—23 分位数 分啦数 图1福清市雷暴日正态P—P检验结果 图2福清市雷暴日正态Q—Q检验结果 p-P、Q-Q与计算点基本处在同一条直 算过程如下。 线上,可认为福清市的雷暴日基本服 假设: 从正态分布。为了证明该假设,对福清 日0:X-N(#, 。), 1,X2,…,‰为X样 市雷暴日是否服从正态分布进行假设 本,则: 检验,采用偏峰度的检验方法,具体计 偏度g】 【1) 偏度方差D(舒 6n (n -_1) )( (2) 峰度 而 n(n +1) E(Xi - ̄)4 (3) 峰度方差D( )= 2 4n (n -1) z|+丽 (4 1 式中,五为样本均值;n为样本 度 =O.1 79,D(g2) 0.662 数目。 J偏度=0.386 2f≤0.659 7,通过 在假设风成立的前提下,近似有 预检 glNN(O,D(g1)), 一N(O,D( ))给定显著 I峰度:0.903 6f≤1.297 3,通过 性水平 ,依据P{U>u }: 2,求得临 预检 界值“ 。如果I g1 l<u ×、/D e g ), 通过预检,接受总体服从正态分布 的假设。即在显著性水平a=O.05的前 且I I< X、 ,则接受 ,反 提下,认为福清市年雷暴日的分布规律 之,则拒绝假设。 服从: =37.04, =8.393的正态分布。即 显著性水平Or.=0.05,临界值 应有福清市年雷暴目的概率密度函 =1.959 964,样本长度n=50 数式: 偏度gl=0.386 2,D(g1)=O.337,峰 p( ) 1 面×e 。一( = Z。:Q =0. 047 5×e(. T ̄”-3 7.鹋04Z)2_ (5) 分布函数式为: z:唑 P( )=f p(t)dt=l 0.047 5x e¨ dt (6) 0 式中, 为雷暴日。 1.2年雷暴日概率密度、分布函数在 解析式来计算项目极端的雷暴日发生 雷电灾害风险评估中的应用 概率的计算。 在雷电灾害风险评估中,计算建 假设项目的建设性质为一般民用 设项目的预计年雷击次数是重要的评 建筑,设计使用年限为70年。因此,按 估内容之一,应用计算得到的福清市 70年内可能发生1次某极端雷暴目值 1961—2O1O年雷暴目正态分布函数 为累计概率值(即1/70=0.014 3),按 农业灾害研究2013。3(O1):34—36,44 ~ 37.04,8.393 )的正态分布有: p(T,I-3 7 . 04一)>0.992 85 (7) H查正态分布分位表得: TjR q - 37.04 2: ‘. 450 (8)… 求得T ̄=57.6O d,即在现有统计数 据的基础上,可认为项目所在区域自项 目建成至项目设计使用年限内可能遇 到最大、最不利的雷暴日为57.06 d,实 际设计过程中使用该极端计算值进行 建筑物防雷类别设计及其他防雷装置 参数的计算,相比于目前使用的平均值 37 d,通过统计分析得到的雷暴日数值 更能反映项目的雷电环境特点。 2福清市雷暴日趋势分析与应用 2.1基本趋势分析 笔者计算了福清市l970—2010 年累计雷暴日平均值的数据并绘制成 折线图(图3),从福清市l970—201O 年的总雷暴日数据折线可看出,福清市 年总雷暴日的分布规律并不明显,整体 上呈现出下降的波动趋势。福清市雷暴 曰平均值在持续下降后大概于1985 年以后逐渐趋于稳定,在37 ̄38 d之 间,对福清市1961—2010年的年总雷 暴日数据进行线性拟合得到的直线方 程(图4中的直线)也证明福清市的雷 暴日呈现出下降的趋势,在福清市雷暴 日的波动趋势上,季节性的周期特征并 不明显。 2.2福清市雷暴日短期预测探索 通过对福清市雷暴日基本趋势的 分析,笔者认为福清市雷暴日在整体上 并不呈现出稳定的周期振动过程,即在 时间序列上的表现并不明显。通过采用 SPSSI9.0程序对福清市雷暴日的 ARIMA时间序列建模分析也可以得出 福清市的雷暴日分布规律不适合采用 时间序列的分析方法,需要根据样本数 据的特点自行建模。 该研究拟通过对福清市雷暴日的 分布规律进行更深入的分析,探求影响 雷暴日分布的可能组成因子,通过对各 个因子进行多元的线性拟合,采取多元 拟合的方式对福清市雷暴目的分布规 律进行研究。 首先,由于福清市雷暴曰在趋势上 35 Journal ofAgricultural Catastrophology 2013,Vol 3。No 1:34-36,44 口 岫 图3 1970—2010年福清市雷暴日平均值 叮 帕 年份 图4 1 97O一201 0年福清市雷暴日真实值与拟合预测值 呈现出下降的趋势,因此根据最小二乘 据一阶差分因子的1 N4滞后序列加入 法的原理,图4中根据福清市已知雷 拟合方程中)。 暴日数据拟合得到的线性方程作为其 综上所述,拟建立如下拟合方程: 分布趋势的最小预测残差值可以作为 预测值F=ot ×[线性拟合值] 福清市雷暴日下降趋势的一个代表因 +d2x[平均值]+d ×[一阶差分0滞后 子。其次,从稳定性的角度分析,福清市 序列]+ ×[一阶差分1滞后序列] 雷暴日的累计平均值可以作为其基本 + 5×[一阶差分2滞后序列]+ ×[一 数值波动中心的代表,也选择其作为一 阶差分3滞后序列] (9) 个拟合因子。在对福清市雷暴日波动方 为了验证所设想的方程与实际是 面的表达上,笔者借鉴了一般时间序列 否相符,以福清市1961—2006年的年 预测方法里的差分算法,利用对福清市 总雷暴日数据作为假设已知样本数据, 雷暴日的数据进行各个不同阶次的差 按照上述拟合方程进行最小二乘法回 分计算,用一阶差分数据的不同滞后序 归,得到预测方程后计算出2007— 列作为另一类的拟合因子(通过多次拟 2010年的预测值,用其与实际值进行 合与比较,最后选择了福清市雷暴目数 对比来验证设想。采用Excel-2003自 表1预测方程最小二乘回归计算结果 带的最小二乘回归程序计算回归系数, 具体计算与检验结果见表l。 其判定系数R =0.937 6,综合得最 后的预测方程. 预测值产一20.075+3.1 53 x[线性 拟合值卜1.837×[平均值]一0.783× [一阶差分0滞后序列卜O.568 x[一阶 差分1滞后序列]-0.377×[一阶差分2 滞后序列卜O.1 77×[一阶差分3滞后 序列] (10) 根据上述预测方程,笔者计算了 延后3年的福清市年总雷暴日数据并 与实际值进行了比较: 2008年实际值37,预测值 36.397,预测偏差0.603;2009年实 际值27,预测值29.182,预测偏差 一2.182;2010年实际值26,预测值 31.2l 5,预测偏差一5-21 5。 从预测数值与实际值比较结果来 看,笔者所采用根据样本趋势、规律总 结出与数据规律有关的统计量,再对 这些参数进行最小二乘回归的建模方 法,在实际中得到了很好的应用,特别 是对一些规律比较复杂、隐晦,数据关 系不明显,不适合使用常规预测、建模 方法的样本,采用该思想可能得到合 适的预测或拟合方程。 3结论 以福清市1961—20l0年年总雷 暴日数据为基础,对福清市年总雷暴 日的分布规律及短期趋势进行了讨论 与研究。结果认为,福清市年总雷暴日 服从置信度95%的正态分布,其短期趋 势上的预测方程可通过对年总雷暴日 的线性拟合值、平均值、一阶差分0~3 滞后序列的回归计算拟合获得,并且 该拟合方程适用于福清市年总雷暴日 数据的短期预测。论文还提出对一些 分布规律不明显、数据关系复杂的样 本,可采用多元函数拟合的方式,通过 对样本的分析,获取可能影响样本数 据分布的统计量,采用最小二乘法进 行估计来获取样本的趋势方程。 Journal of Agricultural Catastrophology 2013,Vol 3。No 1:41-44 参考文献 …1虞统空气质量日报中的空气污染指数【I1. 城市管理与科技,2000,2(1):23—26. 【2】MAMTIMIN B,MEIXNER F X.Air poHufion and meteorological processes in [8]李景林,郑玉萍,刘增强乌鲁木齐市低 空温度层结与采暖期大气污染的关系 干旱区地理,2007,30(4):5t9—525 空气质量的影响Ⅱ】环境科学学报,201 1,31 (6):1168—1174 [18]唐燕秋,陈佳,熊强,等重庆市多年空 气污染指数分析及大气污染控制对策 四川环境,2005,24(6):80—82 [9]张艳燕,孟凡,何友江,等鸟鲁木齐市冬 the growing dryland ciw of Urumqi(Xin— 季典型污染事件气象过程分析 环境 科学研究,2012,25(1):10—17. jiang,China)田.Science of the Total Envi— ronment,201 1,409:1277-1290. 【19]胡琳,林杨,何晓嫒基于API方法的西 [101吴彦,王健,刘晖,等.乌鲁木齐大气污 染物的空间分布及地面风场效应U1l中 国沙漠,2008,28(5):986—991 安城市大气环境质量评价[『].陕西气象, 2007(1):18—20. 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