Файл: Григоркина Р.Г. Прикладные методы корреляционного и спектрального анализа крупномасштабных океанологических процессов.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 29.06.2024
Просмотров: 220
Скачиваний: 1
следовательно выполняется неравенство (1.17). Если отбросить, множитель % из (1.20), оценки сверху дл я ал(т) и а л ( 0 ) совпа дут и тогда
|
|
сгл (т) |
< |
ТокУТ* Тху |
|
(1.23) |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
||
Неравенство |
(1.23) |
показывает, что дл я того |
чтобы |
отношение- |
|||
OR(X) к ахву |
заведомо не превышало 0,1, достаточно, |
чтобы |
ин |
||||
тервал времени Г п |
был не меньше 200(Т0ху-\-Тху)• |
П р и в е д е м |
при |
мер оценки сверху по формуле (.1.22) среднеквадратического от
клонения |
функции взаимной |
корреляции |
^ ^ ( т ) глубины |
залега |
||
ния верхнего |
термоклииа и |
среднего |
градиента в термоклине |
|||
в одном |
из |
пунктов, расположенных |
в |
северо-западной |
части |
Тихого океана. Нормированна я функция взаимной корреляции
этих характеристик гху(х) |
на положительном сдвиге, а также- |
||
нормированные функции |
автокорреляций |
rXXi (т) и rXXz |
(х) при |
ведены на рис. 8. rxy(x), |
rXXl>(x), гХХ2(х) |
вычислены из |
трехлет |
них отфильтрованных реализаций (7^=1098) , имеющих суточ ную дискретность, при максимальном сдвиге 90 суток. Опреде
лим по rXXi (т) глубины залегания термоклина и |
по |
гХХг (т) |
||||
градиента в термоклине |
времена |
Тх |
и Tv. rXXi |
(т) и гхх., |
(т) на ин |
|
тервале [ 0 — т т ] , строго |
говоря, |
не |
являются |
полностью |
затуха |
ющими функциями, поскольку имеют в этом интервале значения.»
х, сутки
-0,3\-
Рис. 8. Функции автокорреляции глубины залегания верхнего термокли на (х), среднего градиента в термоклине г ^ (т) и функция взаим ной корреляции этих характеристик гху{%)
5Г
отличные от нуля, |
что |
связано с присутствием |
в |
исследуемых |
||||||||||||||||
нами процессах |
слабо |
затухающих |
периодических |
компонент |
||||||||||||||||
(см. рис. 8). Однако можно найти такой сдвиг |
п, |
за |
пределами |
|||||||||||||||||
которого |
rXXi(x) |
|
и |
гхх„(х) |
равны или |
|
меньше |
0,05, |
т. е. |
весьма |
||||||||||
•близки |
к |
нулю. |
Критерий, |
выбранный |
нами |
для |
определения |
|||||||||||||
T i |
( е = 0 , 0 5 ) , |
дает |
т |
вполне |
аналогичное |
ткор, |
если, |
следуя |
||||||||||||
А. Ф. Р о м а н е н к о |
и Г. А. Сергееву (1968), |
определить |
последний |
|||||||||||||||||
к а к |
такое |
значение |
аргумента |
г(х), |
начиная |
с |
которого |
выпол |
||||||||||||
няется |
соотношение |
[ г ( т ) ] = ^ е |
для |
всех Т ^ Т К О Р - |
Д л я |
функции |
||||||||||||||
автокорреляции |
глубины залегания |
термоклина |
|
|
—77 |
сут |
||||||||||||||
кам . В соответствии с (1.14) положим Тх—75 |
|
суткам. |
Функция |
|||||||||||||||||
>'ххг |
(х) |
затухает |
более медленно, чем гХХ[ |
(т); |
Ту |
— 92 суткам |
(см. |
|||||||||||||
рис. 8) . Так как ТУ>ТХ, |
то согласно |
(1.15), Г 0 л у |
= |
Г Л |
~ 7 5 |
суткам. |
||||||||||||||
П о |
функции |
взаимной |
корреляции |
|
гху(х) |
|
(рис. |
8) |
определим |
|||||||||||
Т |
ОО |
|
|
ТЭ |
|
|
|
|
М 0 |
) |
/ |
~|/ |
3 1 4 |
|
/ / 1 |
С , |
||||
Тху=82 |
суткам. |
Вычислим |
далее |
|
|
1 |
|
^ |
I / |
|
|
^ 0 , 5 4 . |
||||||||
|
|
|
|
а |
(т) |
|
|
|
|
|
°хОу |
|
|
' |
|
1098 |
|
|
||
Д л я |
расчета |
— |
|
на сдвигах 10 и 50 |
суток |
найдем |
Лю = 0 , 9 1 |
|||||||||||||
и Я5о=0,83; соответственно |
|
|
на |
этих |
сдвигах |
будут мень |
||||||||||||||
ше |
0,49 |
и |
0,45. |
|
|
|
а |
ж а и |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Приведенные результаты расчета показывают, что нормиро |
||||||||||||||||||||
ванная |
среднеквадратическая |
|
ошибка |
|
Rxy(x) |
|
довольно |
велика. |
||||||||||||
К а к |
следует из (1.23), для получения |
относительной |
ошибки, |
не |
превышающей 0,1, исследуемые нами ряды д о л ж н ы иметь про
должительность 7"H =31 400 суток ==^84 года. Очевидно, |
что |
при |
||||
'более быстром затухании |
функций авто- и взаимной корреляции |
|||||
на Тп налагались бы |
менее жесткие |
ограничения. |
Так, |
при |
||
Г д ^ Ю Э б суток (3 года) |
д л я получения |
° R ^ |
с |
погрешностью |
||
|
|
<Ух<Уу |
|
|
|
|
•около 0,1, функции авто- и взаимной корреляции |
д о л ж н ы |
зату |
||||
хать приблизительно на сдвигах 6—ilO суток. |
|
|
|
|
||
Очевидно, что оценки |
(1.20, 1.23) неприемлемы |
д л я |
функций |
.авто- и взаимной корреляции процессов, содержащи х ярко вы
раженные и незатухающие |
с увеличением |
т |
периодические ком |
||||||||||||||||
поненты |
из-за невозможности определения |
времен Тх, |
Ту |
и |
Тху. |
||||||||||||||
|
Р а с с м а т р и в а я |
вопрос |
об |
оценках |
точности вычисления |
функ |
|||||||||||||
ций |
взаимной |
корреляции, |
необходимо |
|
обратить внимание |
на |
|||||||||||||
•следующее. Оценка R* |
(х), |
как |
и л ю б а я |
|
другая |
статистическая |
|||||||||||||
оценка, |
д о л ж н а |
отвечать |
определенным |
требованиям |
и |
быть: |
|||||||||||||
а) |
состоятельной, |
б) несмещенной |
(или |
|
асимптотически |
несме |
|||||||||||||
щенной), в) |
эффективной |
(см. § 1 гл. I ) . Изучение |
статистиче |
||||||||||||||||
ских свойств оценки Rxy(x), |
|
т. е. вопроса |
о том, в какой |
мере |
она |
||||||||||||||
удовлетворяет |
сформулированным выше |
требованиям, |
представ |
||||||||||||||||
л я е т |
соб'ой |
сложную |
задачу . |
Сложност ь |
состоит, |
во-первых, |
|||||||||||||
в |
том, |
что |
необходимо |
прежде |
всего решить, к |
какому |
классу |
.58
процессов относить изучаемый |
океанологический процесс, так. |
||||||||||
как |
от |
этого |
зависит состоятельность |
и несмещенность |
оценки |
||||||
У?* |
(т). Так, если исследуемый |
процесс является гауссовым, то- |
|||||||||
д л я |
него |
оценки |
R* |
(т) |
вида |
(1.3) |
являются состоятельными и> |
||||
|
|
|
|
ху ^ 1 |
|
N |
' |
|
|
|
|
несмещенными. |
|
Д л я |
других |
классов процессов состоятельность |
|||||||
и несмещенность |
оценок |
R* |
(т) |
приходится исследовать |
специ- |
||||||
|
|
|
|
|
|
ху |
|
|
|
|
|
а л ы ю . Однако |
вопросы |
статистической |
классификации |
океано |
|||||||
логических процессов |
слабо изучены |
и возможности их решения |
в силу недостаточных длин реализаций этих процессов ограни чены.
Вторая трудность исследования статистических свойств оце
нок У?* |
(т) состоит в том, |
что, |
к а к видно из соотношения |
(1.6),. |
|
статистические |
свойства R* (т) |
можно охарактеризовать |
только* |
||
через истинную |
взаимную |
корреляционную функцию Rxy(x) |
ис |
||
следуемого процесса. П р и |
таком предположении и получены вы |
||||
р а ж е н и я |
(1.10) |
и . ( Ы 1 ) . |
З а м е н а в этих в ы р а ж е н и я х истинных |
значений оценками не всегда допустима, поэтому на их основе практически невозможно точно оценить дисперсию ( Т ) и,. следовательно, эффективность оценки. Кроме того, изучение за
висимости |
дисперсии оценки У?*у (т) от длины реализации, |
а т а к |
|||||||||
ж е от выбора |
параметров вычисления |
функций взаимной |
корре |
||||||||
ляции |
Тв, |
Tm, |
At |
приходится д л я к а ж д о г о конкретного |
случая |
||||||
вести экспериментально |
и прибегать д л я |
этого к последователь |
|||||||||
ным |
приближениям . |
|
|
|
|
|
|
|
|||
Исследование |
изменчивости оя(т) |
с изменением Т, Тт |
и |
А/» |
|||||||
а т а к ж е в зависимости |
от величины R* |
(т) (в экстремумах и |
ну |
||||||||
лях функции) |
облегчается, если известны |
аппроксимативные |
вы |
||||||||
р а ж е н и я |
Rxy(x). |
|
Однако |
возможности |
аппроксимации |
функций |
|||||
взаимной |
корреляции |
океанологических |
процессов, |
насколько |
нам известно, практически не изучены. Очевидно, что дисперсия функции взаимной корреляции, как и дисперсия функции авто корреляции - (см . § 2, гл. 1), д о л ж н а существенно зависеть от вида
аппроксимации, |
а т а к ж е от степени коррелированности процес |
сов. Резюмируя |
сказанное выше, отметим,- что не д л я всех ста |
тистических характеристик можно построить одновременно со
стоятельные и несмещенные |
оценки (см. § 3 гл. I ) . |
Применительно к океанологическим процессам назовем не |
|
которые задачи, решаемые |
на основе взаимнокорреляционного |
анализа . |
|
1. Определение величины |
и з н а к а статистической связи меж |
ду двумя стационарными случайными процессами на различных
временных сдвигах |
т. |
2. Определение |
средней разности фаз процессов по сдвигу, |
соответствующему |
максимуму функций взаимной корреляции. |
3. Установление |
временных масштабов, в которых статисти |
ческая связь процессов является наиболее сильной (по функциям
59-
взаимной корреляции, |
вычисленным |
при различных |
параметрах |
фильтрации исходных |
р е а л и з а ц и й ) . |
|
|
4. Установление пространственной изменчивости |
временных |
||
статистических связей |
между двумя |
различными океанологиче |
скими процессами на определенной акватории моря или океана (по функциям взаимной корреляции этих процессов, вычислен ным д л я различных пунктов акватории, см. гл. I V ) .
5. Оценка характерных пространственных масштабов океано логического процесса (по временным функциям взаимной корре ляции этого процесса, вычисленным д л я пар или системы точек
некоторого |
поля) |
и анализ |
пространственной |
структуры |
полей |
|
океанологических |
элементов |
(см. гл. I V ) . |
|
|
||
6. Выделение в процессах периодических составляющих, |
скры |
|||||
тых вследствие |
шумового эффекта (см. § 1, гл. I I I ) . |
|
||||
7. Выяснение возможной заблаговременное™ прогноза, вы |
||||||
бор оптимальных предикторов и составление |
прогностических |
|||||
уравнений |
с использованием |
коэффициентов |
взаимной |
корре |
||
ляции . |
|
|
|
|
|
|
Н а конкретных |
примерах |
п о к а ж е м некоторые возможности |
||||
интерпретации |
результатов |
взаимнокорреляционного анализа |
||||
океанологических |
процессов. |
|
|
|||
П р и м е р I . Рассмотрим |
временные функции взаимной кор |
|||||
реляции одного |
и того ж е процесса, полученные в некоторой си |
стеме пунктов. В з а и м н а я корреляция, проведенная по различным
направлениям и с переменным |
пространственным шагом, содер |
ж и т информацию о характере |
и м а с ш т а б а х горизонтальных не- |
однородностей исследуемого процесса. Расчет такого рода вы полнен нами д л я исследования пространственной структуры флуктуации глубины залегания термоклина в зоне Куросио (Григоркина, Провоторов, 1972). Вычисление функции взаимной кор реляции производилось по годовым реализациям с дискретностью 1 сутки, из которых исключены все составляющие с периодом
более 60 суток, в 104 п а р а х смежных |
пунктов. Схема корреляции |
приведена на рис. 9. В квадрате с |
координатами 34—41° с. ш., |
141—149° в. д. расстояние м е ж д у коррелируемыми п а р а м и пунк
тов было равно 120 милям. Н а |
остальной части акватории рас |
стояние переменно и превышает |
120 миль. |
Типичный вид коррелограмм |
при различных фиксированных |
расстояниях между пунктами показан на рис. 10. Коррелограм -
мы у к а з ы в а ю т |
на то, что флуктуации глубины термоклина содер |
ж а т отчетливо |
выраженную компоненту с периодом около 24— |
30 суток. Функции взаимной корреляции д л я смежных пар пунк тов симметричны относительно начала координат, т. е. имеют максимум на нулевом сдвиге, с высокими значениями коэффици ентов корреляции 0,7—0,9, причем симметрия функций и их по добие, а т а к ж е величина корреляции сохраняются независимо от того, как ориентированы два коррелированных смежных пунк т а — по меридиану или по параллели . Этот результат указывает,
€0