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2024年, 第40卷, 第4期　刊出日期：2024-08-28 上一期   

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封面目录 2024 (4):  0-0.  摘要 ( 8 )   PDF(15349KB) ( 17 )   相关文章 | 计量指标

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东北冷涡背景下辽宁省一次罕见暴雪过程不同阶段降雪成因分析 阎琦,谭政华,苏雨萌,霍雅姝,李爽,孙艺搏 2024 (4):  1-9.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.001 摘要 ( 30 )   HTML ( 7 )   PDF(6111KB) ( 26 )   选用常规观测、降雪加密观测、风廓线雷达、微波辐射计等多源监测资料及CMA-RA再分析资料, 对2021年11月辽宁省一次罕见降雪天气过程分阶段进行水汽、热动力特征和成因分析。结果表明: 东北冷涡、地面气旋强烈发展, 南、北两支锋区相互作用, 导致吉林西部强冷平流向南输送形成冷垫, 入海气旋前部强暖平流沿冷垫爬升, 为此次降雪的大尺度环流背景; 黄海、东海为主要水汽源地。此次过程的强降雪阶段, 中层暖湿空气与低层回流冷湿空气在垂直方向上叠加形成深厚的湿层; 辽宁中部850 hPa以下对流层低层和700 hPa附近存在对流不稳定层结; 暖湿空气在925~700 hPa沿冷垫倾斜方向的锋生作用增强, 同时925 hPa以下水平风场辐合在水平方向产生锋生, 锋生动力抬升作用与东北冷涡前部上升运动叠加, 导致近地面至5 km高度出现强上升运动。弱降雪持续阶段, 干冷空气侵入、水汽条件减弱, 中层减弱的暖湿空气与低层干冷空气在垂直方向上叠加, 对称不稳定层结维持, 受东北冷涡底部多个短波槽影响, 降雪持续减弱。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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2023年3月河南省一次极端暴雪和雷电天气成因分析 崔丽曼,谷秀杰,席乐,张亚春,薛紫月 2024 (4):  10-18.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.002 摘要 ( 16 )   HTML ( 2 )   PDF(4244KB) ( 14 )   选用自动气象站、双偏振雷达、风廓线雷达和ERA5再分析等资料, 分析2023年3月16日河南省一次极端暴雪和雷电天气成因。结果表明: 此次极端暴雪过程主要天气系统为低槽、切变线、急流以及东北冷涡。冷涡配合-39 ℃冷中心稳定维持, 其后部冷空气持续南下, 850 hPa以下形成深厚冷垫, 中高层西南暖湿气流沿冷垫爬升, 形成河南省典型的降雪天气类型“天南地北型”。此次强降雪区位于整层大气可降水量大于20 mm区域的北部与700 hPa强辐合中心重叠的区域, 河南中西部地形的抬升作用利于此极端降雪天气发生。冷平流与其次级环流共同作用, 使局地气温骤降, 导致降水相态转换较预期提前, 以致多站降雪量或积雪深度超历史极值。双偏振雷达零滞后相关系数产品(CC)为相态转换监测提供了重要参考。850 hPa以下大气温度均低于0 ℃, 且2 m气温降至1 ℃左右, 可作为降雪预报指标。辐合切变及锋面次级环流有利于高架雷暴天气出现, 20 dBz回波高度超过-20 ℃层高度可作为产生雷暴的关键指标。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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2023年4月黄海和东海一次大雾过程分析 柳龙生, 王慧, 黄彬 2024 (4):  19-26.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.003 摘要 ( 14 )   HTML ( 4 )   PDF(7172KB) ( 9 )   选用ERA5再分析数据、中国气象局地面观测资料和卫星遥感监测资料, 对2023年4月19—22日黄海和东海一次入海温带气旋伴随大范围海雾过程进行了分析。结果表明: 此次海雾主要发生在入海气旋的西部和北部, 黄海为平流冷却雾, 东海为锋面雾。黄海海雾发生期间的气温与海温差为0~2 ℃, 东海海雾发生时气温低于海温。黄海海雾的形成主要由于偏南暖湿空气汇入后, 在冷海面降温凝结形成; 东海海雾则是在气旋后部弱冷空气作用下形成的锋面雾, 气旋活动为此次海雾过程的发生和维持提供了主要水汽来源。海雾发生期间的云水含量在垂直方向上显著增大, 南风形成的海雾发展高度大于北风。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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2023年6月1日辽宁省多龙卷风灾害调查及特征分析 蔡康龙,麦永耀,张修远,黄志聪,陈燕 2024 (4):  27-36.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.004 摘要 ( 12 )   HTML ( 2 )   PDF(5410KB) ( 3 )   选用现场灾害调查、视频资料、正射影像图和卫星图像等资料, 分析2023年6月1日辽宁省阜新市、法库县、康平县、开原市发生的多龙卷风的强度、路径长度、外观特征及演变过程。结果表明: 阜新市龙卷风为中等龙卷(EF1), 路径约3 km, 其漏斗云颜色变化反映了下垫面变化和龙卷风的演变过程; 法库县出现双龙卷风, 均为弱龙卷(EF0), 路径长度分别为0.8 km和0.6 km; 康平县龙卷风为弱龙卷(EF0), 路径长度约1.0 km; 开原市龙卷风为强龙卷(EF2), 路径长度约11.0 km, 卫星和正射影像图均有明显的龙卷灾害痕迹, 并观测到近似圆形的摆线。此次辽宁省多龙卷风发生的雷达龙卷风产品仅对开原龙卷风报警, 其他龙卷风无明显雷达特征。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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2022年5月江西省降水量气候趋势预测评估分析 刘雅楠,吴琼,李勇 2024 (4):  37-45.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.005 摘要 ( 9 )   HTML ( 1 )   PDF(4449KB) ( 5 )   选用地面观测、NCEP再分析等资料, 应用青藏高原积雪面积距平指数和大气环流指数, 对比实况与气候动力模式结果, 对2022年5月江西省降水量气候预测进行评估, 并分析预测信号及其应用情况。结果表明: 2022年5月气候动力模式“江西省南部降水偏多”的总体降水气候特征预测较为准确, 且“江西省存在降水集中期, 部分地区有洪涝发生”的预测与实况相一致, 5月降水过程的预报基本准确, 但江西省北部以及中部地区的旱情预报等级偏小。前期预测综合了拉尼娜事件、前一年冬季冬青藏高原积雪异常偏多和印度洋海温变化等多个预测信号对2022年5月江西省降水量气候趋势的影响, 但低估了拉尼娜事件对该月江西省降水的影响, 高估了高原积雪异常偏多对江西北部降水的影响, 导致出现预测偏差。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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2017—2021年西藏高原SWC-WARMS模式降水预报产品的检验与评估 罗布坚参,吉律,边玛拉珍,央吉次仁,次仁白玛,衡志炜 2024 (4):  46-53.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.006 摘要 ( 10 )   HTML ( 1 )   PDF(2219KB) ( 11 )   选用2017—2021年西藏高原39个观测站24 h降水资料, 对SWC-WARMS模式降水预报产品按照数值预报业务检验评估指标进行检验与评估。结果表明: 西藏高原降水主要集中在暖季(降雨时段), 以小雨为主。SWC-WARMS模式24 h累积降水预报年平均准确率、命中率和成功率分别为78%、83%和60%, 预报效果较好, 但整体的空报率和偏差均较大。西藏高原暖季的小雨及以上TS平均值为0.63, 中雨及以上TS平均值较小, 其空报率、漏报率随海拔高度落差增大而增大; 冷季(降雪时段)降水日数较少, TS小于暖季、空报率高, 但个别区域的SWC-WARMS模式大量级降雪预报TS超过0.30。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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2016—2021年5—10月辽宁省降水量时空分布精细化特征分析 李萍, 陈传雷, 陈宇, 牛丹, 刘硕, 聂安祺, 张绍勇 2024 (4):  54-63.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.007 摘要 ( 21 )   HTML ( 3 )   PDF(4225KB) ( 12 )   选用2016—2021年5—10月辽宁省小时加密观测降水资料, 分析辽宁省降水过程、短时强降水过程、极端短时强降水过程降水量时空分布特征, 应用K均值聚类法对汛期短时强降水过程降水累积小时数的空间分布进行分类。结果表明: 辽宁省短时强降水过程(小时降水量大于或等于20 mm)和极端短时强降水过程(小时降水量大于或等于该站点历史降水量升序后的第99.9百分位)受地形影响较大。短时强降水高发区主要分布在辽宁东南部的沿海地区、辽宁西部的沿海平原和地势较高地区及辽宁东南部的迎风坡地区。辽宁省汛期降水受季风环流影响, 有明显的季节变化, 平均降水量和降水频次最大值发生在7月和8月, 降水时段主要集中在午后至夜间。辽宁省短时强降水过程降水频次的区域间差异较大, 极端短时强降水过程区域间差异较小。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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1961—2020年松花江流域作物生长季降水主模态气候特征及其异常成因分析 王莹,王宇凡,徐永清,赵佳莹,班晋,李永生 2024 (4):  64-71.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.008 摘要 ( 6 )   HTML ( 0 )   PDF(4096KB) ( 4 )   选用1961—2020年5—9月松花江流域95站逐日降水观测资料、JRA-55逐月再分析资料及海表温度资料, 分析该地区作物生长季降水主模态气候特征及其异常成因, 探讨其形成机制及前兆信号。结果表明: 松花江流域作物生长季降水主要存在两类空间模态, 即全流域一致型和东西反相型。20世纪80—90年代主要模态为全流域一致型, 21世纪前10 a以东西反向型为主, 近年以全流域一致型为主。降水全流域一致型模态受中高纬系统和低纬系统共同影响, 降水东西反相型模态主要受欧亚中高纬度环流的影响, 影响松花江流域降水的环流主要位于贝加尔湖和鄂霍茨克海地区。全流域一致型降水水汽收支均为西边界水汽输入、东边界水汽输出; 降水偏多时, 南、北边界均为水汽输入, 偏少时为北边界水汽输入、南边界水汽输出。东西反相型降水的南、北边界和东、西边界水汽收支均为一收一支。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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基于ETCCDI指数的1991—2021年辽宁省极端降水和气温特征分析 张婉莹,孙秀博,林毅,宋健,李冰,张萌萌,李嘉宁,吕家欣 2024 (4):  72-79.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.009 摘要 ( 10 )   HTML ( 1 )   PDF(2375KB) ( 6 )   选用1991—2021年辽宁省60站气温和降水量逐日资料, 计算国际气候变化监测和指标专家组定义的26个极端气候指数, 分析近30 a辽宁省极端气候事件变化以及2021年极端降水和气温特征。结果表明: 辽宁省单次极端冷(暖)事件平均强度增强, 但发生频次减少, 持续性极端事件发生频次减少; 低温日数减少, 生长期长度增长, 热夜、夏日指数增大; 极端降水量年代际变化为显著的先减小再增大。2021年辽宁省极端冷事件和暖事件均较常年偏冷, 其中, 极端冷事件为全省一致偏冷, 暖事件为辽宁西部偏冷、东部偏暖; 该年的生长期较往年偏长; 总降水量和极端降水事件均偏多, 持续湿润日数偏长, 干旱日数偏短。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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1991—2020年重庆市倒春寒时空变化及其异常年大气环流背景分析 池洪敏,李永华,郭渠,王勇,张芬,马玉莲 2024 (4):  80-89.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.010 摘要 ( 11 )   HTML ( 1 )   PDF(4559KB) ( 6 )   选用1991—2020年重庆市34个观测站逐日气温数据、NCEP/NCAR再分析资料、NOAA海表温度资料和国家气候中心130项大气环流参数数据, 采用趋势分析、经验正交分解等方法分析重庆市倒春寒时空变化特征及其异常年的大气环流和前期海温特征。结果表明: 重庆市出现倒春寒的站次年份段和区域差异明显, 2001—2010年发生站次最少但强度最强, 重庆西南部倒春寒站次最多、强度最强, 倒春寒站次变化的主要空间模态为一致性异常分布。春季乌拉尔山高压脊异常增强, 黑海至中国新疆地区、青藏高原和中国大部地区500 hPa高度场异常偏低, 乌拉尔山至中国大部地区700 hPa温度场偏低, 黑海至西伯利亚西风带环流减弱, 中高纬经向环流显著增强, 有利于冷空气南下, 为重庆市倒春寒发生的主要大气环流背景。此外, 前期冬季西太平洋暖池、孟加拉湾海温偏暖(冷)与重庆市倒春寒站次偏少(多)相关。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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2013—2020年京津冀地区臭氧浓度变化及其与气象因子关系分析 胡艳楠,李文星,张智,焦亚音 2024 (4):  90-99.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.011 摘要 ( 9 )   HTML ( 0 )   PDF(4040KB) ( 6 )   选用2013—2020年京津冀地区近地面臭氧浓度日最大8 h滑动平均值及同期大气再分析资料, 应用经验正交函数和奇异值分解方法, 对该地区近地面臭氧浓度变化、典型模态臭氧浓度空间分布及其与主要气象因子的关系进行分析。结果表明: 京津冀近地面臭氧浓度整体呈上升趋势, 2017—2019年臭氧浓度显著增大, 空间分布为南高北低。经验正交函数第一模态特征表明, 京津冀地区近地面臭氧浓度具有空间变化一致性, 以保定、石家庄、衡水和沧州交界区域的臭氧浓度变化最明显。臭氧浓度日最大8 h滑动平均值与15:00的气温和经向风速均呈正相关, 与该时刻的相对湿度呈负相关, 相关关系均为京津冀南部地区最显著。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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2001—2021年呼伦贝尔地区净生态系统生产力分布及其与气温和降水的关系 曲学斌,李丹,田野,赵岳冀,张岚彪,董越 2024 (4):  100-106.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.012 摘要 ( 9 )   HTML ( 0 )   PDF(2617KB) ( 6 )   选用2001—2021年呼伦贝尔地区MODIS NPP和气象站观测数据，计算该地区净生态系统生产力(Net Ecosystem Productivity，NEP)，分析NEP时空分布及其与气温和降水的关系。结果表明：呼伦贝尔的年平均NEP为249.4 gC·m-2·a-1，从呼伦贝尔大兴安岭中南部森林向两麓递减，呼伦贝尔草原西部NEP最小，且变异系数最大，生态环境相对脆弱。呼伦贝尔地区NEP以平均4.5 gC·m-2·a-1的速度增加，大兴安岭以东的林农交错带NEP增加较快，大兴安岭北部和呼伦贝尔草原东南部增加较慢。Hurst指数分析表明，未来呼伦贝尔大部地区的NEP变化趋势呈反持续性，不利于未来该地区固碳能力的提升。呼伦贝尔的草原、耕地以及大兴安岭东南麓森林NEP与生长季降水呈显著或极显著的正相关；草原地区NEP与生长季气温呈显著或极显著的负相关，大兴安岭火灾的灾后区NEP与生长季气温呈显著或极显著的正相关。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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2000—2020年宁夏植被净初级生产力时空变化及其驱动因子分析 赵慧,李梦华,杨建玲,李剑萍,王艳萍,韩颖娟,吴海英 2024 (4):  107-115.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.013 摘要 ( 8 )   HTML ( 0 )   PDF(2841KB) ( 6 )   为明确宁夏2000年以来植被生产力时空变化特征及驱动因子，基于MODIS植被净初级生产力(NPP)数据MOD17A3HGF，应用Sen′s斜率、Mann-Kendall趋势检验、Hurst指数分析2000—2020年宁夏NPP时空变化特征，应用地理探测器探测气象条件、地形地貌、社会经济等10个因子对宁夏NPP空间分布差异的影响。结果表明：2000—2020年，宁夏植被净初级生产力空间分布为南北高、中间低，NPP增长速率为52.8 gC·m-2·(10 a)-1，显著增大的区域占全区面积的91.4%。Hurst指数均值为0.447，未来NPP为较弱反持续性，即未来变化与过去变化相反，有弱减小趋势。气象条件是影响宁夏NPP空间分布差异的主要因素，社会经济因子影响力不明显。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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1971—2020年忻州市人居环境气候舒适度评价 秦小康,管丽晶,杨丽,王磊,王丽君,温天亮,康利军 2024 (4):  116-122.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.014 摘要 ( 10 )   HTML ( 2 )   PDF(1536KB) ( 4 )   选取1971—2020年山西省忻州市15个国家气象站逐日观测资料，根据人居环境气候舒适度评价标准，应用线性倾向率、滑动平均、Mann-Kendall突变检验等方法分析忻州市人居环境气候舒适度变化特征。结果表明：忻州市整体的人居环境气候舒适度为寒冷，6—8月为舒适月，7月为最舒适月，年舒适日数为102.2 d。1971—2020年忻州市风效指数和温湿指数均呈显著的上升趋势，分别于1986年和1997年突变增大，人居环境舒适度提升；忻州市人居环境气候舒适度随海拔升高而降低，舒适日数随海拔升高而减少。5月底至9月上旬五台山风景区舒适度较好，7月舒适度最好。整体上，忻州市人居环境气候舒适区和较舒适区位于海拔较低的忻定盆地和黄河沿岸，舒适度较差区为高寒山区。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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河北省马铃薯不同产量预报方法对比分析 薛思嘉,王朋朋,魏瑞江,王云秀,杨梅,刘园园 2024 (4):  123-130.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.015 摘要 ( 7 )   HTML ( 0 )   PDF(1452KB) ( 4 )   选用1982—2022年河北省17个基本气象观测站逐日资料、马铃薯产量数据以及生育期资料，应用3 a滑动平均法、5 a滑动平均法、五点二次平滑法、Hodrick-Prescott滤波法和二次指数平滑法对马铃薯产量进行分离计算，应用关键气象因子法和气候适宜度法对马铃薯产量进行模拟和检验，分析拟合产量与实际产量的相关系数、均方根误差以及预报准确率等。结果表明：5种产量分离方法的趋势产量总体变化较为一致；气象产量年际波动较大，各气象产量间差异也较大。在基于关键气象因子法和气候适宜度法的产量预报中，均为二次指数平滑产量分离法最好，HP滤波法次之，3 a滑动平均法较差。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

快报

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天津市保暖式钢骨架大棚越冬蔬菜生产气温适宜度及冷害风险评估 刘涛, 董朝阳, 王腾歌, 谭方颖, 柳芳, 麻雪艳, 黎贞发 2024 (4):  131-137.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.016 摘要 ( 8 )   HTML ( 0 )   PDF(1963KB) ( 3 )   选用2021年12月至2022年3月天津市两类新型保暖式钢骨架大棚棚室内、外气象观测数据，应用随机森林法模拟棚室内气温分布，分析新型棚室不同气温年型下的热量资源变化和蔬菜种植的气温适宜度及低温风险状况评估。结果表明：两类保暖式钢骨架大棚棚室内气温的随机森林模型模拟值与实测值的决定系数R2大于0.840，一致性指标D值大于0.980。加温型保暖式钢骨架大棚全年最低气温可维持在10 ℃以上，变化范围较小，适宜种植半耐寒蔬菜及喜温蔬菜(适宜度分别为0.86~0.97和0.73~0.90，无低温冷害风险)。常规型保暖式钢骨架大棚最低气温可维持在-3 ℃以上，适宜种植耐寒蔬菜及半耐寒蔬菜(适宜度分别为0.59~0.91和0.43~0.86，低温风险较低)。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标

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基于气象指数的石家庄市夏季日用电量模型对比分析 张翠华,段潇楠,卞韬 2024 (4):  138-144.  doi: 10.3969/j.issn.1673-503X.2024.04.017 摘要 ( 5 )   HTML ( 0 )   PDF(1892KB) ( 4 )   选用2017—2021年夏季石家庄市逐日社会用电量和气象要素数据，计算温湿指数、暑热指数、舒适度指数3种气象指数，应用多元线性回归分析和BP神经网络算法，分析该地区夏季逐日社会用电量与气象指数的相关关系，建立用电量多元线性回归模型和神经网络模型。结果表明：石家庄市夏季的社会日用电量和人居环境不适日数时空分布基本一致，夏季的逐日气象指数与社会用电量呈显著正相关。与温湿指数、暑热指数相比，夏季的社会日用电量与基于舒适度指数的人居环境不适日数正相关最为显著，以舒适度指数为参数的夏季社会日用电量模型更为适用。应用多元线性回归分析和BP神经网络算法均能较好拟合社会日用电量的总体变化趋势，但BP神经网络算法误差较大。将社会日用电量多元线性回归分析模型误差贡献较大的6月进行分段建模，并设定进入峰值期、谷值期的气象要素及舒适度指数阈值，可提高社会日用电量模型的预报准确率。 数据和表 | 参考文献 | 相关文章 | 计量指标