【正文】 里。臨淮鎮(zhèn)有較多的人文景觀、歷史景點。鳳陽火車站設在鎮(zhèn)內(nèi)，可北上首都，南接金陵；臨淮鎮(zhèn)港口日吞吐貨物近三千噸，上至華東重要商城蚌埠市，下可達江入海。由中長期水文預報的定義可知，它與中長期天氣預報，尤其是中長期降水預報，在預見期以及方法的思路和內(nèi)容上十分相似。 水電部水文局分析了高空氣象因子對后期水文情勢的影響，對華北地區(qū)中小河流的中期預報作了分析； 1960 年“ 長辦 ”提出東亞大氣環(huán)流的韻律研究及其在長期降水與水文預報上的應用；直到七十年代初，隨著氣象學、海洋學，統(tǒng)計數(shù)字和電子計算機技術的不斷發(fā)展和水文氣象資料的大量積累， 我國 中長期水文預報有了較大的發(fā)展。由于中長期水文預報研究 還 是一門 十分 年青的學科，許多問題尚待進一步去探討，特別是中長期水文過程的物理機制尚未完全搞清 ； 所以，當前預報的準確率還不高，預報方法也很不成熟，許多問題 還待 今后 進一步去摸索和研究 。主要有各種回歸分析方法，判斷分析方法和聚類分析方法等。 能量學方法 以維持大氣運動 能量來源為依據(jù)，找出某一水文要素與能量因素的相互關系，再利用前期能量因素（太陽能變化、海洋熱能儲放及其它）對未來水文情勢作出預報。在挑選預報因子上，一般首先計算預報因子與預報對象的單相關系數(shù)來決定因子的取舍，然后通過線性回歸 分析方法進行綜合，求出回歸預報方程。 （ 2）預報因子的統(tǒng)計考察：在因子的物理考察獲得了大批 可能因子的基礎上，為使預報因子與預報對象之間具有較好的相關性，且要求各因子 之間能互相獨立，還必須對可能因子進行統(tǒng)計考察，從中挑選出一些有效因子。 預報檢驗 對預報方程的預報值及 臨淮關 站實測資料系列進行對比分析，檢驗預報的可信度。蒸發(fā)量甫小北大，年平均水面蒸發(fā)量為 900— 1500mm，無霜期 200— 240 天。流域北部降水量最少， 低于 700mm。在雨季前期，主要是渦切變型，后期則有臺風參與。例如 1954 年 7 月幾次大暴雨都是由低渦切變線造成的，暴雨首先出現(xiàn)在淮南山區(qū)，然后向西北方向 推進至洪汝河、沙穎河流域，再折向東移至淮北地區(qū)，最后在蘇北地區(qū)消失。 淮河發(fā)源于河南省桐柏山，東流經(jīng)豫、皖、蘇三省，在 三江營入長江，全長 1000km，總落差 200m。南岸支流都發(fā)源于大別山區(qū)及江淮丘陵區(qū)，源 短流急，流域面積在 2020— 7000km2 的有白露河、史灌河、淠河、東淝河、池河。泗河流經(jīng)南四湖，匯集蒙山西部 及湖西平原各支流后，經(jīng)韓莊運河、中運河、駱馬湖、新沂河于灌河口 燕尾港入海。 沂沭泗水系流域面積大于 1000km2 的平原排水支流有東魚河、洙趙新河、梁濟運河等。 表 21 22 個參選預報因子 預報參選因子表 序號 名 稱 1 H500mb(20N、 70、 80、 90E)三點高度和 2 H500mb(5055N、 7090E+4045N+6585E)巴爾喀什湖區(qū) 1 3 H500mb(60N、 4050E)兩點高度 平均 4 H500mb(120E、 2040N)高度差（沿 120E 線 20N40N） 5 H500mb(25N、 6 7 85E)三點合計 6 H500mb(4050N120140E)東亞槽區(qū) 500mb 8 點合計 7 H500mb(2535N、 110130E)長江中下游區(qū) 7 點合計 8 H500mb(2030N、 80100E)印緬區(qū) 8 點合計 9 H500mb(4050N、 120E)高度差（沿 129E 線 40N50N） 10 H500mb(5060N、 100120E)貝加爾湖區(qū) 8 點合計 11 H500mb(3040N、 8090E)西安高原子 6 點合計 12 H500mb(1525N、 110130E)南海區(qū) 7 點合計 13 Q588(105180E)付高強度指數(shù) 14 M588(105180E)付高面和強度指數(shù) 15 西風風速 (m/s)(105E、 3540N) 16 西風風速 (m/s)(105E、 ) 17 太平洋高壓 Q584 的緯度（ 100120E）的平均位置 18 烏拉爾地區(qū)平均高度 H 烏 (6970E、 5060N) 19 鄂海平均高度 H(135150E、 4560N) 20 西風風速 (m/s)(105E、 2535N) 21 C102 102 站西風指數(shù) (115E、 2530N) 22 C836 836 站西風指數(shù) (130E、 3035N) 根據(jù)各參數(shù)物理特性對原始資料及 臨淮關 水文站資料進行合理性、一致性分析，數(shù)據(jù)合理，資料系列完整，無需插補延長，可直接用于計算。預報對象數(shù)據(jù)表的字段為 1～ 12 月，記錄為 1951 年至 1999 年，共 49 條記錄；預報因子數(shù)據(jù)表的字段為 1～ 12 月，記錄按第一號因子 1951 年至 1999 年、第二號因子 1951 年至 1999 年等順序排列，共 1012 條記錄。 一、單相關系數(shù)計算 單相關系數(shù) 是目前用來衡量兩個隨機變量 y 與 x 之間線性相關程度的一個常用統(tǒng)計量。 具體計算時，取預報對象 1952 年至 1994 年的系列資料，與某一預報因子 1951 年至 1993 年 1 月至 12 月的系列資料分別計算相關系數(shù)，即在提前一年的范圍內(nèi)進行挑選，在滿足 rrα 的基礎上，選擇相關系數(shù)最大的系列為該因子相 關月份系列選取；如果預報因子 1 月至 12 月系列與預報對象1 月系列相關系數(shù)都小于 rα，則表明該因子與預報對象 1 月系列線性相關不好，不予引進；依次計算該預報對象 1 月至 12 月系列與 22 個預報因子 1月至 12 月系列的相關系數(shù)，即可挑選出相應的預報因子。 長期水文預報中，由于水文要素影響因素的復雜性，一般有多個因子對預報對象均存在影響，找出各預報因子與預報對象之間的相關關系，并以合適的數(shù)學表達式來反映互相之間的影響關 系，即為多元回歸模型。 將（ 42）式分別對 mbbb ......, 10 求導，令其為零。 令： ). . . . . .2,1.(. . . . . . . . . .. . . . . . . . . .39。11239。139。 剩余標準差 （ Sy） mn Qsy ??? 1 式中： Sy—剩余標準差 n—資料年限 Q—殘差平方和 m—挑選的因子 Sy 愈小表示回歸效果愈好。 以上結果顯示， 復相關系數(shù) R 雖然能夠用來檢驗方程， R 表示了 m 個自變量與預報對象相關的緊密程度， R 的大小與方程中自變量的個數(shù) m 以及資料年限 n 有關， R 只反映了預報因子與預報對象關系的一個方面，即其間的相關關系，不夠全面；而方程剩余標準差 sy 決定于殘差平方和 Q 和相應的自由度，即回歸效果愈好，則要求殘差平方和 Q 愈小愈好，也就是預報方程 復相關系數(shù) R Rα 顯著性 剩余標準差 sy 方差比 F Fα 顯著性 汛期 回歸方程 顯著 顯著 12 月回歸方程 顯著 顯著 4 月回歸方程 顯著 顯著 sy 愈小表示回歸效果愈好， sy 反映了預報因子與預報對象的擬合情況，但好壞的標準是愈小愈好，沒有一個確 定的、定量的數(shù)值標準，在實際使用中，不便操作；回歸方程的方差比 F，即考慮了回歸平方和 u 與殘差平方和Q 的作用，同時也考慮了因子個數(shù) m 以及資料年限 n 的作用，較好的反映了預報因子與預報對象關系的實際情況，因此方差比 F 檢驗比 復相關系數(shù) R和剩余標準差 sy 檢驗更全面。 具體擬合情況詳見如下圖表 ： 多元回歸方程檢驗 ： 表 51 臨淮關水文站汛期月平均水位多元回歸方程擬合表 序號 年份 預測 Y(m) 實測 (M) 相對誤差(%) 許可誤差（ %） 合格情況 1 1952 20 合格 2 1953 20 合格 3 1954 20 合格 4 1955 20 合格 5 1956 20 合格 6 1957 20 合格 7 1958 20 合格 8 1959 20 合格 9 1960 20 合格 10 1961 20 合格 11 1962 20 合格 12 1963 20 合格 13 1964 20 合格 14 1965 20 合格 15 1966 20 合格 16 1967 20 合格 17 1968 20 合格 18 1969 20 合格 19 1970 20 合格 20 1971 20 合格 21 1972 20 合格 22 1973 20 合格 23 1974 20 合格 24 1975 20 合格 25 1976 20 合格 26 1977 20 合格 27 1978 20 不合格 28 1979 20 合格 29 1980