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: 204
Скачиваний: 1
т е м п е р а т у р н ых флуктуации в различных пунктах исследуемой акватории различаются по количеству энергонесущих зон, по их
интенсивности и ширине. Однако отдельные |
виды |
спектров |
|
(рис. 22) приурочены к |
определенным районам |
системы |
Куросио |
и Ойясио. Так, в зоне |
вторжения вдоль восточного берега Хок |
кайдо ветви Ойясио преобладают флуктуации месячного перио
да, и значительная |
энергия |
заключена в полосе периодов от 8 д о |
11 суток. В водах |
Ойясио, |
вблизи фронта Ойясио, доминируют |
полумесячные колебания при значительно меньшей интенсивно сти высокочастотных пульсаций. Д л я фронтальной зоны Куросио характерно наличие значительной энергии в широкой полосе ча
стот спектра от 0,2 до 0,6 рад/сутки, |
причем 30 и 15-суточные ко |
лебания остаются неразрешенными |
относительно друг друга. |
В основной струе Куросио доминируют колебания месячного пе риода, флуктуации других периодов незначительны. Д л я зон сме шения спектральный состав колебаний крайне разнообразен .
Близость расположения |
энергонесущих частот при недостаточной |
||
дискретности |
рассмотренных спектров (Лео=0,05 |
рад/сутки) |
|
существенно |
затрудняет |
анализ . |
|
50 И |
|
|
|
40
30
го
ш.рад/сши
I I |
L |
_1 I |
I — 1 — |
|
1,6 |
18 |
0,2 |
ом |
0,6 |
0,8 |
1,4 |
Рис. 23. Повторяемость основных несущих частот в спектрах внутримесячных колебаний температуры воды на поверхности
всистеме вод Куросио
Отом, что колебания выделенных периодов не являются слу
чайными, |
можно |
судить |
по повторяемости (рис. 23) |
в ы р а ж е н |
||
ных максимумов |
спектральной плотности на |
основных несущих |
||||
частотах. |
Л о к а л и з а ц и я |
спектров в характерных районах |
систе |
|||
мы Куросио и Ойясио |
т а к ж е подтверждает |
достоверность |
ука |
|||
занных энергонесущих |
колебаний. В то ж е |
время |
результаты |
взаимнослектрального |
анализа исследуемых рядов с тестовыми |
гармониками (§ 1, гл. |
I I I ) показали, что д а л е к о не к а ж д ы й мак - |
140
симум спектра соответствует устойчивой периодической компо ненте. Н а рис. 24 нанесены, например, изолинии когерентности
Рис. 24. Устойчивость (когерентность с тестом) месячных колебаний температуры воды (заштрихованы области, в которых колебания не выделены)
месячных колебаний с гармоникой такого |
ж е периода. |
Устойчи |
|
вые колебания ^ в ы с о к а я когерентность) |
наблюдаются |
в зонах |
|
основных |
потоков Куросио и Ойясио. tHa |
периферии потоков _и |
|
в областях |
смешения месячные колебания, к а к правило, |
неустой |
|
чивы. |
|
|
|
ГЛ А В A IV
ИС С Л Е Д О В А Н И Е П Р О С Т Р А Н С Т В Е Н Н О - В Р Е М Е Н Н О Й
ИЗ М Е Н Ч И В О С Т И
К Р У П Н О М А С Ш Т А Б Н Ы Х О К Е А Н О Л О Г И Ч Е С К И Х
ПР О Ц Е С С О В
§1. Вопросы трехмерного корреляционного
испектрального анализа
Впредыдущих главах мы рассматривали одномерные слу чайные процессы, являющиеся функцией одной переменной — времени (стохастические процессы) . Математический аппарат,
разработанный д л я |
исследования стохастических процессов, при |
л о ж и м к любым |
другим одномерным случайным процессам. |
В частности, если аргументом случайной функции является рас стояние, то достаточно во всех формулах глав I и I I заменить время на расстояние, временной сдвиг на пространственный сдвиг и частоту на волновое число. Тогда математическое ожидание будет представлять собой некоторое среднее по расстоянию, ав токорреляционная функция будет характеризовать связь м е ж д у ординатами процесса при различных пространственных сдвигах, а функция спектральной плотности даст распределение дисперсии по волновым числам или длинам волн.
Д л я полного статистического описания многомерных случай ных процессов необходимо знать многомерные функции распре
деления вероятности на множестве точек |
п р о с т р а н с т в а — в р е м е |
ни. Н а практике, как и при описании временных случайных про |
|
цессов, ограничиваются наиболее в а ж н ы м и |
п а р а м е т р а м и распре |
деления — моментами различных порядков. В рамках корреля ционной и спектральной теории случайного поля обычно зада ются моменты первого и второго порядков .
Д л я гауссовских полей (все распределения вероятности |
зна |
||
чений которого подчиняются многомерным нормальным |
|
зако |
|
нам) моменты первого и второго порядков исчерпывающе |
опре |
||
д е л я ю т случайное поле. В а ж н о , что д л я любого случайного |
поля |
||
с конечными моментами первых двух порядков всегда |
можно |
||
подобрать гауссовское поле, имеющее то |
ж е среднее значение и |
||
корреляционные функции (Монин, Яглом, |
1965). В связи |
с |
этим |
при корреляционном и спектральном анализе случайных океано логических полей часто можно с достаточным приближением предполагать, что характеристики поля имеют нормальное рас пределение вероятностей.
142
'В теории случайного поля вводится понятие, аналогичное по нятию стационарности случайного временного ряда . Поле назы вается однородным и изотропным, когда многомерные функции распределения инвариантны относительно параллельного сдвига координатной системы, ее поворота вокруг начала координат и зеркального о т р а ж е н и я системы.
Среднее значение однородного и изотропного поля и(х, у, z) постоянно, а корреляционная функция зависит только от рассто яния м е ж д у точками поля
|
сю |
|
R(r) = - 1 ~ \ |
j " \u[x,y,z\u[{x+r){y+r){z+r)]dxdydz |
(1.1) |
ху<- |
0 |
|
и не зависит от направления корреляции г=\г\. Функция спект ральной плотности зависит только от волнового числа й = | & | и может быть найдена трехмерным косинус-преобразованием Фурье пространственной автокорреляционной функции
|
со |
|
S ( k ) = - £ - r U |
\e-ihrR(r)dr. |
(,1.2) |
Очевидно, что условие однородности и изотропности |
океано |
|
логических полей еще более |
«жесткое», чем условие |
стацио |
нарности. Вероятно, о приближенной выполнимости этого условия
м о ж н о |
говорить только |
д л я |
весьма ограниченных районов |
||
океана. |
|
|
|
|
|
К а к |
у ж е отмечалось, при статистическом а н а л и з е крупномас |
||||
штабных океанологических |
процессов возникает |
трудность, |
свя |
||
з а н н а я |
с тем, что характерные горизонтальные |
м а с ш т а б ы |
этих |
||
процессов сравнимы с р а з м е р а м и |
бассейнов, т. е. |
принципиально |
невозможно в отличие от мелкомасштабных случайных процес сов (например, ветрового волнения или мелкомасштабной тур булентности) получить их пространственные статистики. Поэто му приходится идти по пути либо косвенного определения этих статистик по данным временного анализа, либо путем статисти ческого описания временной изменчивости и индивидуального описания пространственной изменчивости. Д л я несколько мень ших пространственных масштабов при существующих в настоя
щее время методах океанографических наблюдений |
практически |
|
невозможно получить |
достаточно представительную |
пространст |
венно-временную информацию . Некоторую н а д е ж д у |
на получе |
|
ние репрезентативной |
пространственно-временной |
информации |
дают быстро развивающиеся методы аэро- и космической оке анографии.
В этой главе рассматриваются некоторые возможные пути исследования пространственно-временной изменчивости крупно масштабных океанологических процессов:
143
1. Аналитическая аппроксимация пространственно-временной корреляционной функции и функции спектральной плотности с нахождением коэффициентов аппроксимации по данным времен
ного |
анализа . |
|
|
2. |
Аналитическая |
аппроксимация |
гидрометеорологических |
полей |
полиномами Чебышева и статистический анализ времен |
||
ной изменчивости коэффициентов разложения . |
|||
3. |
Временной анализ пространственных перемещений поверх |
||
ностей р а з д е л а водных |
масс. |
|
4. Анализ пространственной изменчивости статистических ха рактеристик в системе пунктов.
§ 2. Аналитическая аппроксимация
пространственно-временной корреляционной функции и функции спектральной плотности
Как показывает опыт, широкий класс естественных |
процессов |
||
м о ж е т быть |
приближенно описан экспоненциально-косинусными |
||
временной и |
пространственной |
автокорреляционными |
функция |
ми. Естественно предположить, |
что в случае квазистационарно |
||
сти и квазиизотропности этих |
процессов, нормированная прост |
ранственно-временная автокорреляционная функция может быть представлена в следующем виде
|
71 |
|
|
|
|
|
+тпх'+ппу'), |
|
|
(2.1) |
|
где |
т — временной сдвиг, х'— |
сдвиг по |
оси ОХ, |
у' — |
сдвиг по |
оси |
07, con — несущие частоты |
в спектре |
процесса, |
а, |
|3, у — ко |
эффициенты временного и пространственного затухания д л я со
ответствующих |
несущих частот, тп, пп — волновые |
числа вдоль |
•осей X и Y, |
Рп — весовые коэффициенты, равные |
отношению |
частной дисперсии к а ж д о г о несущего колебания к общей дис персии.
Представляется, |
что |
т а к а я |
аппроксимация корреляционной |
|
функции отличается |
большей |
простотой и физической нагляд |
||
ностью от аппроксимаций, предложенных в |
некоторых работах |
|||
(Доброклонский и |
др., |
1968; |
Исследование |
неоднородностей в |
ионосфере, 1960) д л я характеристики микронеоднородностей в
море |
и в ионосфере. |
П р и таком |
подходе |
величины, |
обратные |
п а р а м е т р а м а, (3 и у, |
в некотором |
смысле |
могут быть |
отождест |
|
влены |
с величинами |
временных и |
пространственных |
интервалов |
корреляции и будут характеризовать пространственный и вре менной масштаб неоднородностей поля. В частности, эти пара метры могут быть сопоставлены с интегральным масштабом
144
турбулентности. Величины со, п и т будут характеризовать внут реннюю временную и пространственную структуру неоднородностей. И з (2.1) при т = 0 х' = 0, у'=0, х'=у'=Ь и т. п. можно последовательно получить пространственную автокорреляцион ную функцию
п |
|
R (0, х' у') = 2p n e - ( p « I - , : ' l + v " l u ' l ) cos (mnx'+nnif), |
(2.2) |
i |
|
пространственно-временную автокорреляционную функцию вдоль оси О У
71
R ( т , 0, ; / ) = 2 Pne-lan-*+W) cos (а>пх+ппу'), (2.3)
пространственно-временную автокорреляционную функцию вдоль оси ОХ
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R |
Х', |
0) = |
: 2 Рпе-<.*пЫ+К™Ъ cos |
( с о п т + т п х ' ) , |
(2.4) |
||||||||
временную автокорреляционную функцию |
|
|
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
п |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
R (т, 0, 0) = |
2 р « е ~ а " т |
cos сопт • |
|
|
(2.5) |
|||||
К а к |
уж е |
отмечалось, |
функции |
типа |
(2.1—2.4) |
обычно не |
||||||||
удается |
построить ввиду отсутствия длинных пространственных |
|||||||||||||
реализаций, |
получение которых всегда |
является |
трудно выпол |
|||||||||||
нимой |
задачей . К |
тому |
ж е пространственные |
характеристики |
||||||||||
только в редких случаях образуют |
однородные и изотропные по |
|||||||||||||
ля . В связи с этим не удается получить |
коэффициенты |
простран |
||||||||||||
ственного |
затухания |3 и у и волновые |
числа т, п. Этих затруд |
||||||||||||
нений |
можно |
избежать, |
если взаимную |
корреляционную |
функ |
|||||||||
цию дл я пары |
точек, отстоящих друг от друга на расстояние d, |
|||||||||||||
трактовать |
|
в |
изложенном |
выше |
смысле |
как пространственно- |
||||||||
временную |
|
корреляционную |
функцию вдоль оси X |
(или Y) при |
||||||||||
фиксированном сдвиге d |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
R(x, |
d, 0) ----- 2 |
/ > n e < - a » w + P n M I ' c o s ( t a „ T + m n d ) |
= Д г , - ( т ) , |
(2.6) |
||||||||||
|
|
|
|
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где Rij(x, |
d, |
0 ) — в р е м е н н а я взаимнокорреляционная |
функция |
|||||||||||
м е ж д у |
процессами |
в пунктах i и /, отстоящих друг |
от друга на |
|||||||||||
расстояние |
d. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
В простейшем |
случае, |
когда в спектре процесса |
отмечается |
|||||||||||
•только одна |
несущая частота, функции |
(2.5 и 2.4) примут |
вид |
.10 Зак. 1I82I |
145 |