江淮梅雨的时空变化特征

维普资讯 http://www.cqvip.com 第３ｌ卷第１期　２００８年２月　南京气象学院学报　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｎａｎｊｉｎｇ　Ｉｎｓｔｉｔｕｔｅ　ｏｆ　Ｍｅｔｅｏｒｏｌｏｇｙ　ＶＯ１．３ｌ　ＮＯ．１　Ｆｅｂ．２００８　毛文书，王谦谦，马慧，等．江淮梅雨的时空变化特征［Ｊ］．南京气象学院学报，２００８，３１（１）：ｌ１６—１２２　江淮梅雨的时空变化特征　毛文书　，王谦谦　，马慧　，沈桂凤　（１．南京信息工程大学大气科学学院，江苏南京２１００４４：　２．成都信息工程学院高原大气与环境研究中心，四川成都６１０２２５；３．中山市气象局，广东巾山５２８４０１）　摘要：利用江淮地区３７站１９５４－－２００１年４８　ａ梅雨特征量资料，采用谐波分析、ＥＯＦ和最大熵谱分　析等方法讨论了江淮梅雨的时空变化特征。结果表明：江淮梅雨时空分布不均，梅雨特征量存在显　著的年际一年代际变化特征，梅雨特征量年代际变化之间存在明显的负相关或正相关关系；梅雨特　征量存在显著不同的多时间尺度振荡周期和长期演变趋势且江淮地区雨季也呈不同的年际和年代　际变化特征。　关键词：梅雨；谐波分析；ＥＯＦ；最大熵谱分析　中图分类号：Ｐ４６７　文献标识码：Ａ　文章编号：１０００－２０２２（２００８）０１－０１１６－０７　Ｔｅｍｐｏｒａｌ　Ｅｖｏｌｕｔｉｏｎ　ａｎｄ　Ｓｐａｔｉａｌ　Ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ　Ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ　ｏｆ　Ｍｅｉｙｕ　ｉｎ　Ｃｈａｎｇｊｉａｎｇ－Ｈｕａｉｈｅ　Ｒｉｖｅｒ　Ｖａｌｌｅｙ　ＭＡＯ　Ｗｅｎ—ｓｈｕ　一，ＷＡＮＧ　Ｑｉａｎ—ｑｉａｎ　，ＭＡ　Ｈｕｉ。，ＳＨＥＮ　Ｇｕｉ—ｆｅｎｇ　（１．Ｓｃｈｏｏｌ　Ａｔｍｏｓｐｈｅｒｉｃ　Ｓｃｉｅｎｃｅｓ，ＮＵＩＳＴ，Ｎａｎｊｉｎｇ　２１００４４，Ｃｈｉｎａ；　２．Ｃｅｎｔｅｒ　ｏｆ　ＰｌａｔｅａｕＡｔｍｏｓｐｈｅｒｉｃ　ａｎｄ　ＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌＲｅｓｅａｒｃｈ，ＣｈｅｎｇｄｕＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ　ｏｆＩｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ　ＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙＣｈｅｎｇｄｕ　６１０２２５，Ｃｈｉｎａ；　，３．Ｚｈｏｎｇｓｈａｎ　Ｍｅｔｅｏｒｏｌｏｇｉｃａｌ　Ｂｕｒｅａｕ，Ｚｈｏｎｇｓｈａｎ　５２８４０１，Ｃｈｉｎａ）　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｏｎ　ｔｈｅ　ｂａｓｉｓ　ｏｆ　ｔｈｅ　Ｍｅｉｙｕ　ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ　ｖａｒｉａｂｌｅ　ｄａｔａ　ａｔ　３７　ｓｔａｉｔｏｎｓ　ｉｎ　ｔｈｅ　Ｃｈａｎｇｉａｎｇ—Ｈｕａｉｈｅ　Ｒｉｖｅｒ　Ｖａｌｌｅｙ　ｆｒｏｍ　ｌ　９５４　ｔｏ　２００　１．ｔｈｅ　ｔｅｍｐｏｒａｌ　ｅｖｏｌｕｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｓｐａｔｉａｌ　ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｍｅｉｙｕ　ｃｈａｒａｃｔｅｒｓ　ａｒｅ　ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｅｄ　ｉｎ　ｔｅｒｍｓ　ｏｆ　ｈａｒｍｏｎｉｃ　ａｎａｌｙｓｉｓ，ｅｍｐｉｉｒｃａｌ　ｏｒｔｈｏｇｏｎａｌ　ｆｕｎｃｔｉｏｎ（ＥＯＦ）ａｎｄ　ｍａｘｉｍｕｍ　ｅｎｔｒｏｐｙ　ｓｐｅｃｔｒｕｍ　ａｎａｌｙｓｉｓ　ａｎｄ　ＳＯ　ｏｎ．Ｒｅｓｕｉｔｓ　ｓｈｏｗ　ｔｈａｔ　ｔｅｍｐｏｒａｌ—ｓｐａｔｉａｌ　ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｓ　ｏｆ　Ｍｅｉｙｕ　ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ　Ｖａｒ—　ｉａｂｌｅｓ　ａｒｅ　ｎｏｔ　ｈｏｍｏｇｅｎｅｏｕｓ　ｉｎ　ｔｈｅ　Ｃｈａｎｇｊｉａｎｇ—Ｈｕａｉｈｅ　Ｒｉｖｅｒ　Ｖａｌｌｅｙ．Ｔｈｅｒｅ　ａｒｅ　ｐｒｏｍｉｎｅｎｔ　ｉｎｔｅｒｎｎｕａａｌ　ｑｕａｓｉ—ｔｈｒｅｅ　ｙｅａｒｓ　ｎｄ　ａｉｎｔｅｒｄｅｃａｄａｌ（１　０　ｙｅａｒｓ）ｖａｒｉａｂｉｌｉｔｉｅｓ　ｉｎ　ｖａｒｉａｔｉｏｎｓ　ｏｆ　Ｍｅｉｙｕ　ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ　ｖａｒｉａｂｌｅｓ．　ａｎｄ　ｔｈｅｒｅ　ａｒｅ　ａｌｓｏ　ｐｏｓｉｔｉｖｅ　ｏｒ　ｎｅｇａｔｉｖｅ　ｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｓ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｔｈｏｓｅ　ｉｎｔｅｒｄｅｃａｄａｌ　ｖａｒｉａｔｉｏｎｓ．Ｔｈｅ　ｄｕｒａｔｉｏｎ．　ｒａｉｎｆａｕ　ａｎｄ　ｒａｉｎｆａｌｌ　ｒａｔｅ　ｏｆ　Ｍｅｉｙｕ　ｒｅ　ａｐｏｓｉｔｉｖｅｌｙ／ｃｌｏｓｅ　ｃｏｒｒｅｌａｔｅｄ（Ｐ＜０．００　１）ａｎｄ　ｅｘｃｅｐｔ　ｔｈｅ　ｏｎｓｅｔ　ｄａｔｅ，　ｔｈｅ　ｅｎｄ　ｄａｔｅ．ｒａｉｎｆａｌｌ　ａｎｄ　ｄｕｒａｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｍｅｉｙｕ　ａｌｌ　ｓｈｏｗｅｄ　ａｎ　ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ　ｌｏｎｇ—ｔｅｒｍ　ｔｒｅｎｄ．　Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：Ｍｅｉｙｕ；ｈａｒｍｏｎｉｃ　ａｎａｌｙｓｉｓ；ＥＯＦ；ｍａｘｉｍｕｍ　ｅｎｔｒｏｐｙ　ｓｐｅｃｔｒｕｍ　ａｎａｌｙｓｉｓ　０　引言　江淮地区通常指湖北宜昌以东２８～３４。Ｎ之间　区域，包括豫、赣、鄂、苏、浙、皖、沪六省一市的大部　地区，该区域具有独特的自然地理环境，其间大部为　海拔较低的丘陵和平原。江淮地区东临太平洋，南　接南岭山脉，西连三峡、湘黔和秦（岭）巴（山）山地，　北通中原大地，具有重要的战略地位。我国是著名　收稿日期：２００６一ｌｌ－２７；改回日期：２００７－０４—３０　的季风气候区，从多年候平均主要雨带的分布来看，　５月到６月上旬主要候大雨带停滞在南岭以南，即　称之为“华南前汛期”；６月中旬到７月上旬主要候　大雨带北移，摆动在我国长江中下游及淮河流域一　带，即称之为“江淮梅雨”…。梅雨是我国江淮流域　的特征性天气气候现象，是东亚夏季风向北推进过　程中，东亚大气环流由春到夏过渡季节的产物【２　Ｊ。　东亚夏季风的年际变化大，每年人、出梅的迟早、梅　基金项目：国家自然科学基金资助项目（４０６７５０４２）；国家重点基础研究发展计划项目（２００４ＣＢ４１８３００）；国家自然科学基金重点资助项目　（４０２３３０３７）　作者简介：毛文书（１９７２一），男，四川简阳人，硕士，讲师，研究方向为短期气候预测及数值模拟，ｍｗｓ１２２５＠１６３．ｃｏｍ．　维普资讯 http://www.cqvip.com 第１期　毛文书，等：江淮梅雨的时空变化特征　１　１７　雨期的长短、梅雨量的丰枯对我国江淮地区的工农　业生产、防汛抗旱决策、城市防洪等具有关键性的影　响。叶笃正等　研究表明，全国涝灾主要集中在江　淮地区，其中６—７月的旱涝大部分是由梅雨异常引　起的，因此梅雨一直是我国气象学者研究的重要课　题。魏凤英等　利用徐群定义的１８８５－－２０００年长　梅日期、梅雨期长度、梅雨量及梅雨强度资料。其中　梅雨强度用公式表示为　梅雨强度＝蔫需簧　嫠×梅雨总量。　２梅雨量的空间分布特征　２．１客观代表站的选取　江中下游梅雨特征量资料，研究指出入梅和出梅是　反映东亚过渡季节环流变化与调整的重要天气气候　利用江苏省气象局整编的江淮地区５个梅雨特　指标，发现长江中下游梅雨出梅日期和梅雨期长度　的年际变差很大，这一工作是用统计方法从一个层　次上对长江中下游梅雨特征量的年际和年代际变化　特征进行分析的，没有涉及梅雨的年际、年代际变化　随时间演变的特征。徐群　刮分析了近８０　ａ长江中　下游梅雨特征，并利用江苏省中南部各５个站４６　ａ　的逐日雨量资料和西太平洋副高逐候脊线纬度资　料，划分出苏南和江淮的梅雨期，并对一些异常特征　进行了分析。章淹　分析了近５０　ａ江淮梅雨的变　化，指出２０世纪５０年代以后江淮梅雨经历集中降　水期缩短、降水量减少等重大转变。王叶红等　分　析发现长江中下游６—７月降水存在５０年代和　８０—９０年代的多雨期，６０—７０年代干早期３个明显　的气候阶段。胡娟等　研究指出我国江淮地区５—　７月降水异常峰值出现在６月和７月，基本呈单峰　型分布。刘勇等¨　利用安徽省近５０　ａ梅雨资料，　研究了安徽梅雨的年际变化特征。毛文书等¨Ｈ２］　研究指出江淮梅雨期暴雨量峰值出现在６月第５候　和７月第１候，南亚高压和副热带高压异常直接影　响到梅雨量的丰枯。随着全球气候变暖，年代际气　候变化的研究成为目前气候研究的热点问题，特别　是２０世纪９０年代中期这类研究成为国际气候变化　及其可预报性研究（ＣＬＩＶＡＲ）计划中的重要研究内　容之一　１　。事实上，气候系统存在多种尺度的变　化，而且在不同时期振荡的强弱也可能存在差异，因　此有必要从多层次的角度对江淮梅雨的年际、年代　际振荡及随时间演变特征进行研究。本文利用江苏　省气象局给出的梅雨特征量资料，采用谐波分　析　¨］、经验正交函数分解　－ｌ６］、线性倾向估计ｎ　等　诊断方法，对江淮梅雨的时空变化特征进行了较为　详细的讨论，这有利于进一步揭示梅雨规律，做好梅　雨预测服务工作。　１　资料　江苏省气象局整编的江淮地区３７站１９５４—　２００１年共４８　ａ梅雨特征量资料，包括入梅日期、出　征量资料，在消除台站迁移、经过均一性检查和严格　质量控制基础上，按照所研究区域内站点尽量多、时　段尽量长的原则，选取江淮区域（１１０～１２３。Ｅ、２８～　３４。Ｎ）３７站４８　ａ的梅雨特征量资料进行分析，其站　点空间分布如图１所示。　图１江淮地区３７站的空间分布　Ｆｉｇ．１　Ｓｐａｔｉａｌ　ｄｉｓｔｉｒｂｕｔｉｏｎ　ｏｆ　ｔｈｅ　３７　ｓｔａｔｉｏｎｓ　ｉｎ　ｔｈｅ　Ｃｈａｎ￣ｉａｎｇ・Ｈｕａｉｈｅ　Ｒｉｖｅｒ　Ｖａｌｌｅｙ　由图可见，本区内站点分布均匀，具有较好的代　表性，它包括了江淮地区五省一市的大部地区，即江　苏、安徽、浙江、湖北的大部、江西北部以及上海市，　它们分别是：光化、巴东、钟祥、恩施、宜昌、荆州、武　汉、来凤、修水、连云港、毫县、宿县、淮安、射阳、阜　阳、蚌埠、滁县、南京、镇江、东台、南通、霍山、合肥、　常州、溧阳、上海、黄石、安庆、杭州、乍浦、慈溪、景德　镇、黄山、金华、嵊州、鄞县、衢州。　２．２梅雨量的空间分布　对江淮地区３７站４８　ａ梅雨量距平进行ＥＯＦ分　析，得到方差贡献率较大的前３个模态的空间分布　及相应的时间系数变化如图２所示。由图２可知，　它反映出江淮梅雨量的几种主要的大范围空间分布　型，累积方差贡献率为７３．４％，利用Ｎｏｒｔｈ等¨　的　经验方法对其取样误差进行评估，ＥＯＦ结果特征值　收敛很快，表明满足能量按自由度均分，是稳定可分　的，因此具有实际的物理意义。第１模态（图２ａ）占　维普资讯 http://www.cqvip.com ｌｌ８　南京气象学院学报　第３１卷　总方差的５６．３％，表明梅雨量的空间分布型为全区　一淮地区旱涝南北差异最为显著。第３模态（图２ｅ）　占总方差的５．７％，表明江淮梅雨量大致以１１５。Ｅ　致型，其振幅高值中心位于江淮地区中部淮河流　域以南和长江流域以北的皖南和鄂北地区，是江淮　梅雨量最主要的空间分布型。由其相应的时间系数　变化（图２ｂ）可知：整个江淮地区１９５４年严重偏涝，　为界呈东多（少）西少（多）的反位相变化，反映了江　淮地区梅雨量东、西部之间的空问局地差异。由其　相应的时间系数变化（图２ｆ）可知，１９６９年、１９７０年　和１９８４年江淮东西部地区旱涝差异显著。　而１９６６年严重偏旱。第２模态（图２ｃ）占总方差的　１１．５％，表明江淮梅雨量大致以３１。Ｎ为界呈南多　从以上分析可见，采用一级近似将江淮地区作　为一个整体来分析其梅雨量的时空变化特征是合理　的。梅雨强度变化的空间分布与梅雨量变化的空间　分布相似，故不再赘述。　（少）北少（多）的反位相变化，反映了江淮梅雨量　南、北部之间的空间局地差异。由其相应的时间系　数变化（图２ｄ）可知，１９７８年、１９８４年和１９９３年江　ｂ　２５　１５　蟓　鉴　ｓ　＼八＾　＾　。　＾　＾　，．、。　八　鲁　一５　ＶＶ　、／ｆ＼／　ｗ　—１５　辍　垛　好　厘　垛　蟓　厘　鲁　图２梅雨量ＥＯＦ分解前３个模态的空间分布（ａ　ｙｃ，ｅ）及相应的时问系数（ｂ，ｄ，ｆ）　Ｆｉｇ．２（ａ，ｃ，ｅ）Ｓｐａｔｉａｌ　ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｓ　ａｎｄ（ｂ　ｙｄ，ｆ）ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇ　ｔｉｍｅ　ｃｏｅｆｉｆｃｉｅｎｔ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｉｆｒｓｔ　ｔｈｒｅｅ　ＥＯＦ　ｍｏｄｅｓ　ｏｆ　ｈｅ　ｔＭｅｉｙｕ　ｐｒｅｃｉｐｉｔａｔｉｏｎ　ｉｎ　ｔｈｅ　Ｃｈａｎｇｉｉｎｇ－ａＨｕａｉｈｅ　Ｒｉｖｅｒ　Ｖａｌｌｅｙ　ｉｎ　１９５４－－２００１　维普资讯 http://www.cqvip.com

第１期　毛文书，等：江淮梅雨的时空变化特征　３．１梅雨特征量的年际变化　ｌｌ９　３梅雨特征量的时间演变　上文分析江淮梅雨量的空间分布时，是把梅雨　由图３中年际分量（柱线）可以清楚地看出，梅　雨特征量均存在显著不同的年际变化特征。若以超　量在时间上作为一个点来考虑的，下面把整个江淮　地区各梅雨特征量分别做区域平均，将其在空间上　过０．７倍标准差作为梅雨特征量偏多（迟），低于　一０．７倍标准差作为梅雨特征量偏少（早）的标准，　作为一个点，来进一步分析各梅雨特征量的时间变　化特征。使用谐波分析方法对梅雨特征量时间序列　进行年际和年代际尺度分离，利用线性倾向方法计　算梅雨特征量的长期演变趋势。图３给出入梅日　期、出梅日期、梅雨期长度、梅雨量和梅雨强度５个　梅雨特征量的时间演变曲线，其中柱线为年际尺度　分量，光滑曲线为年代际尺度分量，虚线为线性趋势　线，细实线为±０．７倍标准差选择线。　给出４８　ａ以来江淮梅雨特征量的异常年份如表１　所示。　由表１可知，４８　ａ来江淮梅雨人梅日期异常偏　早的年份有４　ａ，异常偏晚的年份有６　ａ；出梅日期　异常偏早的年份有８　ａ，异常偏晚的年份有４　ａ；梅　雨期长度异常偏长的年份有７　ａ，异常偏短的年份　有８　ａ；梅雨量异常偏多（以下简称丰梅年）的年份　有５　ａ，梅雨量异常偏少（以下简称枯梅年）的年份　斗　１豳１　豳１　３　１　宣　ｚ　豳１　蒸　・　豳１　。　一．　Ｉｌ　¨　＿Ｉ　Ｉ＿１　【　１　ｌ　ｒ１　ＩｌｌＩ　¨　。　’　一　１９７５　１９８５　ｌ９９５　ｌ　１９５５　ｌ９６５　年份　蛐　图３梅雨特征量标准化距平年际尺度分量（柱线）、年代际尺度分量（实线）的时间变化和长期趋势（虚线）　ａ．入梅日期．ｂ．出梅日期；ｃ．梅雨期长度；ｄ．梅雨量；ｅ．梅雨强度　Ｆｉｇ．３　Ｉｎｔｅｒａｎｎｕａｌ（ｂａｒ）ａｎｄ　ｉｎｔｅｒｄｅｃａｄａｌ（ｓｏｌｉｄ　ｌｉｎｅ）ｃｏｍｐｏｎｅｎｔ　ｅｖｏｌｕｔｉｏｎ　ｎｄ　ａｌｏｎｇ—ｔｅｒｍ　ｔｒｅｎｄ（ｄａｓｈ　ｌｉｎｅ）　ｏｆ　ｎｏｒｍａｌｉｚｅｄ　Ｍｅｉｙｕ　ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ　ｖａｒｉａｂｌｅ　ａｎｏｍａｔｉｅｓ　ｆｏｒ（ａ）ｏｎｓｅｔ　ｄａｔｅ，（ｂ）ｅｎｄ　ｄａｔｅ，（ｃ）ｄｕｒａｔｉｏｎ，（ｄ）ｒａｉｎｆａｌｌ，ａｎｄ（ｅ）ｒｉａｎｆａｌｌ　ｒａｔｅ　ｉｎ　１９５４－－２００１　维普资讯 http://www.cqvip.com

ｌ２０　南京气象学院学报　第３１卷　有６　ａ；梅雨强度异常偏强的年份有７　ａ，异常偏弱　的年份有９　ａ。　振荡的结果。　３．２梅雨特征量的年代际变化　由以上分析可见，江淮梅雨特征量时间分布不　由图３中线性趋势线（虚线）可以清楚地看出　均，其年际变化差异显著。梅雨量异常的年份，丰梅　年中分别各有１／４的年份人梅日期偏早和出梅日期　４８　ａ来梅雨特征量均存在显著不同的长期趋势变　化特征。其中除人梅日期长期趋势系数呈下降趋势　以外，出梅日期、梅雨期长度、梅雨量和梅雨强度长　偏迟，有４／７的年份梅雨期长度异常偏长，有５／７的　年份梅雨强度异常强；枯梅年中有４／８的年份出梅　偏早，有３／７的年份梅雨期长度异常偏短，有３／９的　年份梅雨强度异常偏弱。　表１梅雨特征■异常年份　Ｔａｂｌｅ　１　Ａｎｏｍａｌｏｕｓ　ｙｅａｒｓ　ｏｆ　Ｍｅｉｙｕ　ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ　ｖａｒｉａｂｌｅｓ　期趋势系数都呈上升趋势，说明从较长时间尺度来　看，江淮梅雨特征量除人梅日期偏迟以外，出梅日期　偏迟、梅雨期长度偏长、梅雨量偏多、梅雨强度偏强。　由图３中年代际分量（实线）可知梅雨特征量　呈现显著不同的年代际变化特征。人梅日期的年代　际变化（图３ａ）表明，１９５４－－１９５６年、１９７０－－１９７５　年、ｌ９８７一ｌ９９４年人梅日期偏早，而１９５７－－１９６９　年、１９７６－－１９８６年人梅日期偏迟。出梅日期的年代　际变化（图３ｂ）表明，１９５６－－１９６４年、１９７０－－１９７５年　出梅日期偏早，而１９６５－－１９６９年、１９７６－－２００１年出　梅日期偏迟。梅雨量的年代际变化（图３ｃ）表明，５０　ｉｎ　ｔｈｅ　Ｃｈａｎｇｊｉａｎｇ．Ｈｕｍｈｅ　Ｒｉｖｅｒ　Ｖａｌｌｅｙ　ｉｎ　１９５４－－２００１　特征量　人梅日期　异常　偏早年　年份　１９６６、１９７１、１９８４、１９９１　偏迟年　１９６５、１９７２、１９８２、１９９０、１９９２、１９９３　出梅日期　偏早年　２００ｏ　２０ｏｌ　．　．　—．　１９５８　１９６１　１９７１　１９７８　１９８８　１９９４　偏迟年　梅雨期长度１９５４、１９５９、１９６２、１９７４　年代前期梅雨量偏多，５０年代中期—６０年代末期梅　雨量偏少，７０年代初期—８０年代初期梅雨量呈正常　略偏多的状态，８０年代中期　０年代初期梅雨量显　偏长年１９５４、１９５６、１９６２、１９８０、１９８４、１９９１、１９９６　偏短年　，。．一。　１９５８、１９６５、１９７２、１９７８、１９８８、１９９４、　‘　‘　２Ｏ０ｏ、２０ｏｌ　’　著偏多，９０年代中期—２０世纪初梅雨量呈偏少一偏　多的波动状态。梅雨期长度的年代际变化（图３ｄ）　梅雨量　丰梅年　枯梅年　１９５４、１９８０、１９８３、１９９１、１９９６　１９５８、１９５９、１９６１、１９７８、１９８５、２０００　表明，５０年代初期梅雨期长度偏长，５０年代中期一　６０年代后期梅雨期长度偏短，７０年代呈偏多一偏少　的波动状态，８０年代初期—２０世纪初期梅雨期长度　梅雨强度　偏强年１９５４、１９６２、１９６９、１９８０、１９８３、１９９１、１９９６　．偏长。梅雨强度的年代际变化（图３ｅ）表明，５０年　偏弱年　一一　１９５８　１９６５　１９７１、１９７８　１９８１　１９９２　　‘‘　‘　‘　　‘‘　代初期梅雨强度偏强，５０年代中期—６０年代末期梅　雨强度偏弱，７０年代初期一８０年末期梅雨强度呈偏　弱一偏强一偏弱的波动状态，９０年代初期—２０世纪　初梅雨强度呈偏强的状态。　以上分析表明，从较长时间尺度来看，梅雨期长　度、梅雨量和梅雨强度的年代际变化趋势与出梅日　１９９４、２Ｏ０ｏ、２０ｏｌ　为进一步了解梅雨特征量的周期变化特征，分　别对各梅雨特征量进行最大熵谱分析（图略），结果　表明：人梅日期具有２．６７　ａ和８　ａ的显著周期变　化；出梅日期具有９．６　ａ和２．８　ａ的显著周期变化；　梅雨期长度具有９—９．６　ａ和２．６７　ａ的显著周期变　期的年代际变化趋势相比虽然存在一定差异但总体　基本相似，只是振幅略有不同。谐波分析的结果还　表明各梅雨特征量的年际和年代际尺度分量之间具　化；梅雨量具有９．６　ａ和２．５３　ａ的显著周期变化；　梅雨强度具有６．８６　ａ和２．６７　ａ。由此可见，５个梅　有显著不同的方差构成，说明梅雨特征量存在显著　不同的年际和年代际尺度变化特征，各梅雨特征量　雨特征量均具有相同的准３　ａ的周期变化特征，其　中出梅日期、梅雨期长度、梅雨量还具有准１０　ａ的　的年际尺度分量的方差贡献均大于年代际尺度分量　的方差贡献，说明梅雨特征量的年际变化比年代际　变化要显著。５个梅雨特征量中以梅雨强度的年际　尺度分量的方差贡献最为显著，达８５．３４％，人梅日　相同显著周期变化特征，江淮梅雨的这种周期变化　特征同Ａｌｌａｎ等＿】　及Ｒｅａｓｏｎ等　研究指出的有关　２—２．５　ａ的年际振荡及ｌ０—１３　ａ的年代际振荡在　全球气候系统中最突出的结论是吻合的。其他研究　也证实了准６—７　ａ振荡在气候要素中存在的事　实心　］，并被认为是气候系统内部的变化和ＥＮＳＯ　期的年代际尺度分量的方差贡献最显著，为　２８．３３％，说明梅雨人梅日期的年代际变化较其他４　个特征量更为显著。　维普资讯 http://www.cqvip.com

第１期　毛文书，等：江淮梅雨的时空变化特征　１２１　为了更进一步了解各梅雨特征量年代际变化之　出现在６—７月，大旱的１９５８年、１９５９年、１９６１年、　间的关系，分别计算了各梅雨特征量年代际变化分　１９７８年和１９８５年也都出现在６＿７月，大涝年、大　量之间的相关系数。结果表明，入梅日期和出梅日　旱年分别与梅雨量丰梅年、枯梅年几乎相同，说明梅　期这两个特征量的年代际变化分别与梅雨期长度、　雨量的丰枯不仅反映了江淮６＿７月降水量的多寡，　梅雨量和梅雨强度的年代际变化之间存在明显的负　而且在很大程度上决定着江淮地区６—７月的旱涝。　相关或正相关关系，其中梅雨期长度、梅雨量和梅雨　由图４ｂ可知，４８　ａ来江淮地区的雨季一般出　强度的年代际变化之间相关系数大，达０．６９～　现在４＿－９月，５０年代中期至８０年代初期雨季的开　０．９１，通过０．００１的Ｍｏｎｔｅ—Ｃａｒｌｏ显著性检验。　始期集中在４月，雨季的结束期集中在９月；但８０　以上分析说明，一般而言，江淮梅雨入梅偏早、　年代中期至本世纪初，雨季的开始期明显往后推移，　出梅偏晚，梅雨期长度偏长、梅雨量偏大、梅雨强度　大多集中５月，而雨季的结束期也明显提前，大多集　偏强，反之亦然。可见，江淮梅雨入、出梅的早晚，梅　中在８月。由江淮地区的雨季变化图与江淮梅雨入　雨期的长短，梅雨量的强弱，对江淮梅雨量的丰、枯　梅日期的时间演变曲线对比分析发现：５０年代中期　有重要影响。　至８０年代初期，江淮地区雨季偏早，则江淮梅雨入　４江淮地区降水异常月际和雨季变化　梅日期偏早；８０年代中期至本世纪初。江淮地区雨　季偏迟，则江淮梅雨入梅日期偏迟，说明江淮梅雨入　为了对江淮地区各月降水量的异常变化有一个　梅日期的早晚与江淮地区雨季的变化密切相关。若　了解，若以某年该月降水量与该月多年平均降水量　以降水量距平的高值区表示该年强降水事件，图中　之差大于１倍标准差表示降水异常，以某年该月降　清楚地表明暴雨等强降水事件大都出现在６＿７月，　水量与该月多年平均降水量距平大于零表示雨季，　这与以往的研究成果相吻合…Ｊ。　图４给出江淮地区各月降水量异常的月际变化分布　和雨季变化分布。　５　结论　由图４ａ可知，江淮地区各月降水量异常年际变　（１）梅雨量空间分布不均，ＥＯＦ分解结果表明　化显著，４８　ａ来江淮地区月降水量异常的时段主要　江淮地区梅雨量的总体变化特征一致，将江淮地区　集中在江淮地区夏季的６—８月，其中大涝的１９５４　梅雨量作为一个整体来考虑是合理的。　年、１９８０年、１９８３年、１９９１年和１９９８年降水异常都　（２）梅雨特征量存在显著不同的年际变化和多　图４　１９５４－－２００１年江淮地区各月降水异常的月际变化（ａ）和雨季变化（ｂ）　（图ａ中阴影部分表示距平绝对值大于３５　ｍｍ；图ｂ中阴影部分距平大于３５　ＩＴＩＩＩＩ）　Ｆｉｇ．４（ａ）Ｍｏｎｔｈｌｙ　ｒａｉｎｆａｌｌ　ａｎｏｍａｌｙ（ａｒｅａｓ　ｗｈｅｒｅ　ｔｈｅ　ａｂｓｏｌｕｔｅ　ｖａｌｕｅ＞３５　ＩＴＩＩＩＩ　ａｒｅ　ｓｈａｄｅｄ）　ｎａｄ（ｂ）ｒｉａｎｙ　ｓｅａｓｏｎ（ａｒｅａｓ　ｗｈｅｒｅ　ｈｔｅ　ｖａｌｕｅ＞３５　ｌａｉｎ　ｒａｅ　ｓｈａｄｅｄ）ｖａｒｉａｔｉｏｎｓ　ｉｎ　ｈｔｅ　Ｃｈａｎｇｊｉｎａｇ—Ｈｕａｌｈｅ　Ｒｉｖｅｒ　Ｖａｌｌｅｙ　ｉｎ　１９５４－－２００１　维普资讯 http://www.cqvip.com １２２　南京气象学院学报　第３１卷　时间尺度振荡周期，５个梅雨特征量具有相同的准　３　ａ显著周期变化特征，其中出梅日期、梅雨期长　度、梅雨量还具有相同的准１０　ａ显著周期变化特　征。　（３）梅雨特征量存在显著不同的年代际变化和　长期趋势变化特征。５个梅雨特征量的年代际变化　之间存在明显的负相关或正相关关系，其中梅雨期　长度、梅雨量和梅雨强度的年代际变化之间相关系　数大，达０．６９—０．９１，通过０．００１的Ｍｏｎｔｅ—Ｃａｒｌｏ显　著性检验。除人梅日期呈下降的长期变化趋势外，　出梅日期、梅雨量、梅雨期长度、梅雨强度均呈上升　的长期变化趋势。　（４）江淮地区雨季一般出现在４　月，５０年代　中期至８０年代初期雨季的开始期集中在４月，雨季　的结束期集中在９月，但８０年代中期至本世纪初，　雨季的开始期明显往后推移，大多集中５月，而雨季　的结束期也明显提前，大多集中在８月，江淮地区雨　季偏早，则人梅日期偏早；反之亦然。　参考文献：　［Ｉ］朱乾根，林锦瑞，寿绍文，等．天气学原理和方法［Ｍ］．北京：气　象出版社，１９９２：４９５－４９６．　［２］周曾奎．江淮梅雨［Ｍ］．北京：气象出版社，１９９６：３．　［３］叶笃正，黄荣辉．长江黄河流域旱涝规律和成因研究［Ｍ］．济　南：山东科学技术出版社，１９９６：３８７．　［４］魏凤英，张京江．１８８５－－２０００年长江中下游梅雨特征量的统计　分析［Ｊ］．应用气象学报，２００４，１５（３）：３１３－３２０．　［５］徐群．近八十年长江中下游梅雨［Ｊ］．气象学报，１９６５，３５（４）：　５ｌ７＿５ｌ８．　【６］　徐群．近４６　ａ江淮下游梅雨期的划分和演变特征【Ｊ］．气象科　学，１９９８，１８（４）：３ｌ６－３２９．　［７］章淹．近半个世纪江淮梅雨的重大变化［Ｊ］．科技导报，１９９７，　ｌ５（９）：５８－６０．　［８］　王叶红，王谦谦．长江中下游降水异常特征及其与全国降水和　气温异常的关系［Ｊ］．南京气象学院学报，１９９９，２２（４）：６８５—　６９１．　［９］　胡娟，王谦谦．我国江淮地区５—７月降水异常的区域特征　［Ｊ］．南京气象学院学报，２００４，２７（４）：４９５－５０１．　［１０］　刘勇，徐敏，朱红芳，等．安徽梅雨年际变化特征研究［Ｊ］．气　象科学，２００４，２４（４）：４８８－４９４．　［１１］　毛文书，王谦谦，王永忠，等．近５０　ａ江淮梅雨期暴雨的区域　特征［Ｊ］．南京气象学院学报，２００６，２９（１）：３３－４０．　［１２］　毛文书，王谦谦，葛旭明，等．近ｌ１６　ａ江淮梅雨异常及其环流　特征分析［Ｊ］．气象，２００６，３２（１）：８４－９０．　［１３］　ＷＣＲＰ．ｃＬⅣＡＲ—Ａ　ｓｔｕｄｙ　ｏｎ　ｃｌｉｍａｔｅ　ｖａｒｉａｂｉｌｉｔｙ　ａｎｄ　ｐｒｅｄｉｃｔａ—　ｂｉｌｉｙｔ：Ｓｃｉｅｎｃｅ　ｐｌａｎ【Ｒ］／／ＷＣＲＰ　Ｎｏ．８９，ＷＭＯ／ＴＤ　Ｎｏ．６９０．　Ｇｅｎｅｖａ：Ｗｏｒｌｄ　Ｃｌｉｍａｔｅ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　Ｐｒｏｇｒａｍｍｅ，１９９５：５７－６０．　［１４］　马开玉，丁裕国，屠其璞，等．气候统计原理与方法［Ｍ］．北　京：气象出版社，１９９３．　［１５］黄嘉佑．我国夏季气温、降水量场的时空分析特征［Ｊ］．大气　科学，１９９１，１５（３）：１２４—１３２．　［１６］施能，魏凤英，封国林，等．气象场相关分析及合成分析中蒙　特卡洛检验方法及应用［Ｊ］．南京气象学院学报，１９９７，２０　（３）：３５５－３５８．　［１７］　丁裕国，江志红．气象数据时间序列信号处理［Ｍ］．北京：气　象出版社，１９９８：１９４－２０１．　［１８］Ｎｏｒｔｈ　Ｇ　Ｒ，Ｂｅｌｌ　Ｔ　Ｌ，Ｃａｈａｌｎａ　Ｒ　Ｆ．Ｓａｍｐｌｉｎｇ　ｅｌｒｏｒｓ　ｉｎ　ｔｈｅ　ｅｓｔｉ—　ｍａｒｉｏｎ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　ｏｒｔｈｏｇｏｎａｌ　ｆｕｎｃｔｉｏｎｓ［Ｊ］．Ｍｏｎ　Ｗｅｎ　Ｒｅｖ，１９８２，１１０（７）：６９９－７０６．　［１９］　Ａｌｌｎａ　Ｒ，Ｌｉｎｄｅｓａｙ　Ｊ，Ｐａｒｋｅｒ　Ｄ．Ｅ１　Ｎｉｎｏ　ｓｏｕｔｈｅｒｎ　ｏｓｃｉｌｌａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｃｌｉｍａｔｉｃ　ｖａｒｉａｂｉｌｉｔｙ［Ｍ］．Ｖｉｃｔｏｒｉａ：ＣＳＩＲＯ　Ｐｕｂｌｉｓｈｉｎｇ，１９９６．　［２０］　Ｒｅａｓｏｎ　Ｃ　Ｊ　Ｃ，Ｍｕｌｅｎｇａ　Ｈ．Ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｓｏｕｔｈ　Ａｆｒｉｃａｎ　ｒａｉｎｆａｌｌ　ａｎｄ　ＳＳＴ　ａｎｏｍａｌｉｅｓ　ｉｎ　ｔｈｅ　ｓｏｕｔｈｗｅｓｔ　Ｉｎｄｉｎａ　Ｏｃｅａｎ［Ｊ］．　ｎＩｔ　Ｊ　Ｃｌｉｍａｔｏｌ，１９９９，１９（５）：１６５ｌ＿１６７３．　［２１］Ｇｒａｙ　Ｗ　Ｍ．Ａｔｌａｎｔｉｃ　ｓｅａｓｏｎａｌ　ｈｕｒｒｉｃａｎｅ　ｆｒｅｑｕｅｎｃｙ．Ｐａｒｔ　Ｉ：Ｅｌ　Ｎｉ—　ｎｏ　ａｎｄ　３０　ｍｂ　ｑｕａｓｉ—ｂｉｅｎｎｉａｌ　ｏｓｃｉｌｌａｔｉｏｎ　ｉｎｆｌｕｅｎｃｅｓ［Ｊ］．Ｍｏｎ　Ｗｅｎ　Ｒｅｖ，１９８４，ｌ１２（９）：１６４９—１６６７．　［２２］Ｋｕａｆｆ　Ｊ　Ａ．Ｔｈｅ　ｍｏｄｕｌａｔｉｏｎ　ｏｆ　ｍｏｎｓｏｏｎ　ｉｎｔｅｎｓｉｙｔ　ｂｙ　ｓｔｒａｔｏｓｐｈｅｒｉｃ　ＱＢＯ［Ｃ］／／Ｐｒｏｃｅｅｄｉｎｇｓ　ｏｆ　ｈｔｅ　Ｓｅｖｅｎｔｅｎｔｈ　Ａｎｎｕａｌ　Ｃｌｉｍａｔｅ　Ｄｉ—　ａｇｎｏｓｔｉｃ　Ｗｏｒｋｓｈｏｐ．１９９２：３０６－３ｌ１．