CHƯƠNG 3

PHƯƠNG PHÁP XÂY DựNG CÁC GIẢN Đ ồ s ử DỤNG TRONG Dự BÁO
THỜI TIẾT
3.1. NGUYÊN TẮC CHUNG CỦA PHƯƠNG PHÁP THỐNG KÊ Dự BÁO THỜI TIẾT
Dự báo thời tiế t là dự đoán trước các y ếu tố k h í tượng và các hiện tượng thời tiết
xảy ra ỏ một điểm hay một khu vực mà ta quan tâm . Đê dự báo được các y ếu tố khí
tượng trong tường lai bằng phương pháp th ốn g kê ta phải dùng các yếu tố kh í tượng ở
thời điểm hiện tại và quá khứ làm nhân tố dự báo. Ta ký hiệu các nh ân tố dự báo là X
các yếu tô dự báo là Y. ơ đây X và Y là véc 'tơ n chiều.

X = {X, ,x2,...,xn}
Y = {Y ,,Y a ,...,Y J .
T rong các công thức trên Xị ,X 2,...,X n là các nh ân tố dự báo cụ thể, còn Yj ,Y 2
là giá trị của yếu tố cần dự báo.
V iệc xác định các n h ân tố (iự báo và yếu tố dự báo phải theo m ột y êu cầu n h ấ t
định. Các yếu t ố dự báo được chọn phải là đại lượng n h ấ t định, xác định vào kỳ quan
trắc n h ấ t định. Người ta thường sử dụng các yếu tố dự báo ở dạng sau:
- Yếu tô' dự báo lảsự xu ất h iện hoặc không x u ấ t h iện hiện*tượng. T h í dụ sử dụng
sơ" liệu 7 h sá n g để dự báo x u ấ t hiện giôn g tạ i m ột địa điểm xác định trong kh oản g 12
giò kể từ trưa.
- Yếu tố dự báo là độ lớn của đại lượng, trường hợp này để dự báo đối vâi đại lượng
ln xảy ra. Thí dụ th eo sơ liệu 19 h để dự báo n h iệt độ th ấp nhất trong đêm .
Chọn các n h ân tố dự báo là cơng việc khó khăn. N ếu chọn đúng các n h â n tố dự
báo thì dự báo s ẽ có k ế t quả tốt, ngưịi ta chọn sao cho các nhân tố dự báo là các biến
sô của y ếu tố dự báo. Sự phụ thuộc này càn g lớn thì k ết quả dự báo cà n g tốt. Trong
trường hợp khơng có các n h á n -tố nói trên thì người ta chọn dựa vào kinh nghiệm dự
báo lựa chọn và tổ hợp các nhân t ố dự báo.
S ố liệu phải được chọn th eo các chu kỳ. Độ dài của chuỗi phụ thuộc vào tần số
x u ấ t h iện hiện tượng, sự biến động của điểu kiện đã qua, số nhân tố dự báo được dùng.
S a u khi chọn được yếu tố dự báo và các nh ân tố dự báo ta xây dựng mối quan h ệ giữa

ch ú n g dưới dạn g hàm tu y ến tính.

Y =C0+C,X1+C2X2+ C3X3 +

+ c nx n

(3 . 1 )

hoặc dưới dạng h àm phi tuyến.
Y = a +bX]+eX2+ dX,X 2+

(3.2)

T rong thực t ế người ta thường sử d ụ n g m ối quan hệ dưói dạng đồ thị:
Loại 1 nhân tô dự báo: Ta biểu diễn m ột trục là nhân tố dự báo còn trục kia là
y ếu tố dự báo. Mỗi cặp (Y ,x ,) xác định m ột điểm trên m ặt phẳng.

77


Y

H ình 3.1. Biểu dhển m ối quan hệ của các nhãn tố dự báo và các yếu tô dự báo

Loại h ai n h ân tố dự báo: ta biểu diễn mỗi trục là một nhàn tố dự báo còn giá trị
yếu tố dự báo được g h i v à o điểm (Xj,X 2 ) của mặt phẳng. Sau đó ta vẽ các đường đ ẳ n g
trị của Y (h ìn h 3.1).
Trường hợp n h iều n h ân tố thì ta k ế t hợp các nhân tố đó lại. Thí dụ có 4 nhân tơ 'x ,
, X2, X3, X 4 thì k ế t hợp X | và x 2cho ta Y! 2, kết hợp x 3, X 4, cho ta Y 34 kết hợp Y,


2v à

Y 34 cho ta yếu tố dự báo Y. Cách tiến hàn h cũng như trường hợp hai nhân tố dự báo ỏ

trên.
T ất n h iên trên đồ thị có những điểm tương ứng với trường hợp riêng không th eo
quy luật. N h ữ n g trường hợp này phải k h ả o sá t riêng. Sau khi khảo sá t riông rồi mới
q u yết định để lại hay bỏ đi.
Sử d ụ n g phương pháp cỉồ thị có ưu điểm là nó biểu diễn mối quan hệ rõ ràng, việc
chọn và biểu diễn m ối quan hệ giữa nhân tố dự báo và yếu tố dự báo tương đối tự do,
ta có th ể đán h giá được mức độ phù hợp của nhân tố ảnh hưởng và yếu Lô" dự báo, dề
dàn g hoàn th iện p h ư ơng pháp dự báo. Đ ể đánh giá kết quả dự báo ta phải áp d ụ n g
phương pháp trên m ột m ản g s ố liệu lón sau đó (lánh giá theo cơng thức:
(3.3)
T -D

ở đây
F - là sô lần dự b áo đúng
T- là tổn g s ố lầ n dự

báo

D - là s ố dự báo đ ú n g th eo khí hậu
s - là mức độ dự bảo đúng của phương pháp dự báo.
s =

1 k h i dự báo đ ứ n g cả (F = T ) và s = 0 khi dự báo dạt kết quả dự báo theo

chuẩn khí hậu.


3.2. Dự• BÁO S ựI XUẤT HIỆN
VÀ KHƠNG XUẤT HIỆN
HIỆN
TƯỢNG
•
•
•
•
Dự báo sự x u ấ t h iệ n h iện tượng Y giả sử ta chọn hai nhân tố dự báo là Xj và X 2 .
Trước h ế t ta ph ải xem việc chọn các nhân tố X] và X2 đã hợp lý chưa. Đ e giải quyết
vấn để n ày cần xây dựng- giảĩi đồ (hình 3.2)[28].
78


-I X-

10a ■
(,-•

4 -■

I
*1

'0 12 14 16
Hình 3.2.

-V

Giản đồ để tuyển chọn nhân tố dự báo


D ấ u (x) là x u ấ t h iện h iện tượng. D ấu (.) là kh ông x u ất h iện h iện tượng.
S ố ghi bên cạnh là s ố ký h iệu các trường hợp
Từ đồ th ị thứ n h ấ t h ìn h 3.2 cho th ấ y h iện tượng liên quan ch ặ t ch ẽ với nh ân tố Xi
mà k h ôn g liên quan đến X.; cho n ên X 2 ph ải loại bỏ vì X 2 khơng giúp gì trong việc dự
báo x u ấ t h iện h iện tượng Y.
G iả sử đổ thị biểu diễn m ối qu an hệ nói trên có dạn g ở hình thứ

2 của

hìn h 3.2 cả

hai n h ân tố X!,X 2đều tương qu an tố t vổi h iện tượng Y.
T ron g trường hợp n ày ta ph ải xem lại các trường hợp không x u ấ t h iện rơi vào
m iền x u ấ t hiện. Cụ th ể phải xem lại số’ liệu có bị sa i lệch h ay khơng. Có sự nh ầm lẫn
nào k h ôn g, đ iểu k iện để các trường hợp sô” 21, 22 và 15 khác 14, 16 là gì để tìm
n gu vên n h â n dẫn đến x u ấ t h iện và k h ôn g x u ấ t h iện h iện tượng.
T rong thực tế m ối quan h ệ ch ặ t chẽ n h ư đã mơ tả ít gặp, thường thì có sự lẫn các
trường hợp x u ấ t h iện và kh ông x u ấ t h iện h iện tượng trong một m iển. Trong trường
hợp n h ư vậy ta phải đưa th êm các nh ân tố dự báo để tách m iền x u ấ t h iện và không
x u ất h iện . Đ ể tách m iền x u ấ t h iện và k h ô n g x u ấ t h iện ta x ét một th í dụ m inh họa cho
phương pháp này. Đ ể dự báo sự x u ấ t h iện m ây tầ n g th ấp có độ cao nhỏ hơn 60 0 p h ú t
trong k h o ả n g thòi gian 18 giờ kể từ 21 giờ 30 ph út tạ i sâ n bay người ta dùng hai nhân
tô dự báo là:
X]! Độ h ụ t điểm sương 850 mb lúc 15 h,
X 2 : H ướng gió ở độ cao 300 ph ú t lúc 15 \
Cả h ai nhân tố này lấy vào lúc 15 giò . Ta biểu diễn nó trên đồ thị h ìn h 3.3. Trên
đồ thị có th ể th ấy rõ hai m iền. M iền B là m iền không x u ấ t hiện, sô' điểm x u ấ t hiện
(dấu x) tron g m iền này chỉ ch iếm 4%. M iền A là m iền m à s ố điểm x u ấ t h iện và không
xuất h iệ n gần b ằn g nhau. Đ ể phân ch ia các điểm trong m iền A này người ta đưa th êm

hai n h â n tô" nữa là:
X3: (AT(|)2 1 g iò .3 0 p h ú t - (ủT ^ lõgiò.SO phút.
^4* ^

mặt đất, 21 giờ.30phút * ^*850, 1 5 giò

A Td: Độ h ụ t điếm sương.
79


S ố trường hợp tro n g m iền A của đồ th ị h ìn h 3.3 đượe đưa lên đồ th ị (H.3.4) Trên
giản đồ này ta ch ia đượo th àn h hai m iền c và 1). M iền D là miền khòng xuất hiện hiện
tượng, m iền c là m iên s ố liệu còn bị lẫn giữa h ai trường hợp xuất hiện và không x u ất
h iện . Sô' liệu của m iền niày được tách ra m ột lần nữa nhờ nhân tố X5
^5= -^4' (Td mặt đất 2] 30 ■ 1 85o)T MO là n h iệt đó ở 850 mb có cuối cùng trong ngày.
Trên giản đồ này cốc trường hợp trong m iến c được phân ihành hai miền li và F.
M iền E là h iện tượng xuấit hiện, m iền F là h iện tượng không xuất hiện.
Sau khi xây dựng được các giản dồ ta có th ể sử dụng chúng để dự báo sự xuất h iện
m ây tần g thấp ở sâ n b ay như sau:
T heo sô”liệu quan trắc X] và X2 dùng gián dồ hình 3.3, nếu điểm đó rơi vào m iền
B dự báo không x u ấ t h iệ n , n ếu rơi vào m iền A th ì sa n g giản đồ hình 3.4.
Theo s ố liệu X 3 và X 4 xác định điểm , n ếu điểm đó ở m iền D dự báo là không x u ấ t
h iện nếu ở m iền c th ì s a n g giàn đồ tiếp theo.
T heo X 3 và X 5 n ếu điếm đó rơi vào m iền E thì dự báo xuất hiện, vào F dự báo
kh ông x u ấ t hiện.
Đ ây là các giản đồ được xây dựng để dự báo m ầy tầng thấp tại Endrius, các g iả n
đồ đã kiểm n gh iệm vối điộ chính xác của các giá trị dự báo đạt 91%. Các giản đồ nàv
được lấy từ tài liệu sô 2 8 trong danh mục tài liệu tham khảo
16
20 21<

01 10 - 1*1 14 ie
1
1— r
t ■4
!
1
1 __ {
r • * mt % a» • » * ••
»
•<
*• *
• ằ
A
*ã ãã
M
*
-i * 1 ã
m
m
ô
ã
ã
** ã
ã
ã
50*
- ( ã

ãã
ã

ã
ã , A- ã
ã*
*ã
ão *
ã
ft

ã ã
ã
ã n
** * ãô ãằ
ãã
ã
n ã >*
ãôN.*ãs.
90m
ã
ã
ã**
ã m
ằ ã
. \ ãs ã
*-* m ãã •
■ »*
** • k • • • • #
••
X •- rm ã 9
ã
ã

\
ãt
ã
- 1
ằ n ã ã* ãã
A
ô
ã ã
ã<ô ằ «•
i5o*
y/
0
■
m B. ••
• /
•
/
Đ
.
•
«
‘m I I * " 1 »
/
✓
«
•
1*0* ** ' ô1 ô> ãằ - n a

*ã
m

m
ã /
ô8 P •t H •
•
•m «i
• •
Vví M • •1 ••
w+ • *• ✓ •
• •
••
n o ^ - - ■ ■t* « m 1 •
•
•
■at
•
• " •
•• ••
"% »» mr -I •
✓
••
••
"í r% ir 'I - ” ' m ỵ
•
••
ị*
*
»
•
*r
••

•
'
••
•
•
*'
—
r\
240*■
n 't
. * * u n •* H
•
•
• V •
•»
—
••
1 *t ** H Iy
•
•
M • •
~ *t •
•
•
270*- - •• • V ~ !ã*/*
ôã - tx Y ^ ãã u *ã t: ta
ã
ã
ã ãã
ãằ

ã
i:
ãã
*ằ
M
ã
ã
m OM n ãô ô
.. '1 ã
300*- - • • -• ĩr m
t" •• *1 1 <1 •• • •• •* **
n
*»
■
u* ;«'m H* •»*•»« •* • * ã ~
ã
ã ã
*
ôr!ôl 1 II - -
1 ~ • • •l •
■
•
• •
33•
..
•
t
•»
#

•
**
—
n
■
1
•
I|
••
■n
n
Ị
«•
—t—
3eo* - + -H---- “ H---- h -----ĩ---- —H-----ị---- ■H------H---- K----- ►
X.

3*0*

Hình 3.3. Biểu diễn các điếm theo độ hụt điểm sương Xì và hưởng g ió X2

80


3.3. Dự BÁO Độ LỚN CỦA ĐẠI LƯỢNG VÀ THỜI GIAN XUẤT HIỆN HIỆN TƯỢNG
Ta thường phải dự báo độ lớn của đại lượng nh ư lượng mưa, n h iệ t độ, tốc độ gió
v.v... hoặc thời gian x u ấ t h iệ n h iện tượng như: T hòi gian bắt đầu m ưa, bắt đầu hoặc
k ết th ú c sương m ù v.v... T rong trường hợp n ày khi đưa lên giản đồ th ì tại m ỗi điểm
g h i rõ giá trị của đại lượng hoặc thời gian x u ấ t h iện hiện tượng. Sau khi đã ghi đầy đủ
s ố liệu th ì vẽ các đường đ ẳn g trị . ở đây chú ý phải làm trơn các đưịng đ ẳn g trị. G iả sử

ta có h ai n h â n tô' dự báo là X, và X 2để dự báo đại lượng Y trên hình 3.5 [28].
T h eo hình 3.5 'ta th ấy sự phụ thuộc là tu y ến tín h song các m iền A và B s ố liệu
phải xem lại xem các trường hợp n ày ứ ng với thự c t ế như th ế nào rồi mới tiế n hành
làm trơn hóa. N gười ta ch ia biểu đồ th à n h các khối có cù n g diện tích, cùng-SỊố trường
hợp rồi lấy tru n g bình, sa u đó mới v ẽ các đường đẳng trị (hình 3.6). T rong trường hợp
n ày s ố liệu đã được làm trơn hóa và các đường đ ẳn g trị là các dường thẳng.

------Hình 3.5.Các đường đẳng trị vói gần đủng ban đẩu

8]


Trong thực t ế dự báio thường dù n g n h iê u nhân tô dự báo nên phải nhóm ch ú n g
thành từng đơi m ột. T h í dụ ta có
tố Y ta nhóm ch ú n g n h ư sau:

6 nhân

tố dự báo X, , X2, X3,

x.„ Xj. X,J đ ể dự báo'y ế u

I -1___ r4

3

12

»6

10

24

28

32

36

40

44

46

Hbnh 3.6.Các đưởng đẳng trị sau khi làm trơn hóa [28]

hY,
x j
x«ì

Y,

Y

Y,

X 6j

G iá trị cần dự báo được đưa lên-biểu đồ (Xj. X,) và (X;,. X |). Giá trị Ỵ , và Y., là cáo
gần đúng ban đầu của Y còn Y; là gần đúng thứ hai. Ta tiếp tục làm nh ư th ế đến khi
h êt sô nhân tô dự báo th ì sẽ nhận được kết quả dự báo yếu tô" Y.


Trôn thực t ế đế dễ sử dụ n g khơng phải đọc và tìm Y| . Y.„ Y;,.... người ta xây dựng
các fiii-in đồ liên tiếp. T hi dụ ta có 4 nhân tố dự báo X, . X,. X;Ị. X,. ta không vẽ đồ thị
Y, = Y |(X i .X2) mà vẽ :
XL
, = X 2(X |.Y ,) sau đó vẽ:
X, = x",(Y,, Y2)

X, = X,(Y. Y,)
T h eo gian dồ nàv ta tìm được ngay Y (hình 3.7). [28].

Hình 3.7. Giản đồ liên tiếp

3.4. MỘT sơ' GIẢN ĐỔ Dự BÁO THỜI TIẾT ĐƯỢC s ử DỤNG TRONG NGHIỆP vụ
3 .4 .1 . G iả n đ ổ d ự b á o s ư ơ n g m ù ở A n h
Đ ể dự báo sương mù bức xạ ở m ột s ố địa điểm ở Anh, Sw inblak đã chọn các nhân
tố sau:

1 . Mày:

N ếu đêm nào

có m ây khơng q 5/10 th ì có th ể sử dụng giản đồ 3.8 để dự

báo.

■"Ị

2. Gracỉien th ẳ n g đứng của độ ẩm “

ÔP

từ m ặt đ ất đến mực ổn đinh hoặc mực

ngh ịch n h iệ t nếu khơng có các mực này thì đến mực 800 mb.
3. Độ lệch của gió th eo phương th ẳ n g đứng. Ta lấ y bình phương đại lượng này, nó
dặc trư n g cho chuyển động rối. Đ ại lượng n ày xác định bằng hiệu tốc độ gió gradien
và gió trong lớp s á t đ ất trong đêm (Av)2 (M il/giò )2
4. Đ ộ h ụ t điểm sương tru n g bình th eo diện tích vào 18 giờ (giờ địa phương) AT.
Sử d ụ n g số liệu n h iều năm tác giả đã xây dựng giản đồ dự báo x u ấ t h iện m ây
sư ơn g m ù ở một sô'địa đ iểm của A nh trên hình 3.8. s ử dụng số liệu —r và (Av)2 ta xác

ap

83


mg/(kg.mb)

Hình 3.8 Giàn đố dự báo sương mù

định được m ột điểm Q. Đ iểm Q có th ể nằm trong m iền A hoặc B. s ử dụng số liệu
ỔP
và AT ta xác định được điểm p. Đ iểm p có th ể nằm Lrong miền X hoặc Y. Theo vị trí
của h ai điểm Q và p ta có th ể dự báo được sự xuất hiện sương mù. Nêu hai điểm dó roi
vào m iền X và A thì dự báo sương m ù cịn nếu chúng rơi vào miền Y và B thì dự báo

k h ôn g sương m ù. N ế u ch ú n g rơi vào m iền X và B hoặc A và Y thì sương mù cỏ ồ m ột
vài nơi.
Sử dụ n g s ố liệu giã trị tru n g binh phưdng độ lệch của lĩió (A v)" và riộ hụ t điểm
sương tru n g bình lú c 18
sương

mù

11 tác

giả đã xây dựng giản đồ dự báo để dự báo cường độ

(hình 3.9). Trên hình 3.9 được chia thành 3 m iển A, B và 0. Trong các

m iền ch ia th àn h dải cỏ đánh s ố từ 1 đến 7, dải có số liệu càng nhỏ, sương mù càng
m ạn h. M iền A là sương mù chiếm hầu h ết diện tích, m iền B là sương mù hình thành ờ
vài nơi, m iền c là k h ồn g có sương mù.
Đ ể dự báo thời g ian xuất hiện sương mù Sw inbank đã xây dựng giản đồ với trục
Ox là G radien th eo phương th ẳng đứng của dô ẩm — f-1-1——-1 còn true Oy là thời
òp V mb )
gian x u ấ t hiện sương mù k ể từ lúc m ật trời lặn (hình 3.10). S ố của từng dải trơn hình
(3.9) được ghi trên các đường của hình (3.10) . Sử dụng các giản đồ này giúp la xác
định được thòi gian x u ấ t hiện sương mù k ể từ khi m ặt trời lặn.
84


(Av)
500

\

\

\

\

\

\

i- -

400

1 \

\

300

200

\
\

\

\ |
\
\ . \

\

100

\
v

\

2

\

s
\

1. T_
\

\
\

\

N\

1

\

R

V

A

T

\
'

\

\

\

\

\

-ô (
VJ

\
\

\

4

\

\

\
L. V
*""N
5

-\

N

1

f
ã1

\
\

------

\

%

t ỡ

N

_ ^

0

AT
10

H ình 3.9. Giản đố dự báo cường độ sương mù
M iên A - Sương m ù cả m iến. M iến B - Sương m ù ỏ vài nơi. Miến

c • K hơng

có sương mù

Thời gian (giờ)

â q í mg/ kg'!
dP V mb J

H inh 3.70 G iản đồ dự báo thời điểm xuảt hiện sương mù [28]

85


3.4.2. D ự b ã o lư ợ n g m ưa m ù a đ ò n g thời hạn 30 giờ ở Caliphonia
Đ ể dự báo m ưa ở ph ía nam C aliph onia đà chọn c á c nhân tố sau:
1. APy - p San-Frainsico 'V Los-Angeles • H iệu áp su ấ t mặt biển của hai trạm S an Fransico và Los - A n g eles, no đặc trư n g cha gió vĩ hướng.
2. H 700 - Độ cao m ặ t 700 mb ở O clend, nó liên quan đến khoảng cách của tâm thấp
gần n h ất điểm dự báo C ùng vói gió đặc trư ng cho điểm hội tụ của khơng khí do xốy
thuận di ch u yển đến.

3. A P \ — P

f o

~ P//tns - H iệu áp su ấ t mực m ặt biển của hai trạm đặc trưng

cho gió kinh hướng.
4. p , * Áp s u ấ t m ặ t biển của S an - Pransico, nó đặc trưng cho vùng áp cao hay áp
thấp ỏ bờ biển C aliphonia.
5. Tvoo - n h iệt độ ô mực 700 mb trên S a n ta - M aria, nó đặc trưng cho độ ổn định
của khơng khí.

H inh 3.11. Giàn đố dự báo lượng mưa 30 giờ tới ở Los- Angeles[28)

6.
D - H ưống gió m ặt đ ất ở Sendberg, nó đặc trưng cho sự di chuyến của fror.t
nóng hay lạnh đến.


Lượng mưa được b iểu d iễn dưới d ạn g % (từ 0 - 100). Các nhân tô trên dược ghép
với nh au từng đôi m ột th eo sơ đồ sau:

Các nhân tô được đưa lên giản đồ từ A - F của hình (3.11).
T rên giản đồ c nếu gió nhở hơn 8 m il/giờ th ì x3 lấy ở trục bên phải. G iám đồ F cho
p h ần trăm tần s u ấ t mưa với cường độ kh ác nh au th eo Y2.

3.4.3. Ưu điểm nhược, điểm của phương pháp dự báo bằng giản đồ
1. Ư u điểm
- D ự báo vói việc tín h tốn ít, th ích ứ ng với các đài trạm .
- Ả nh hưởng của tấ t cả các nh ân tố dự báo được tín h đến dưới dạng ẩn.

- Cho k ế t quả dự báo ở d ạn g dự báo xác su ất.
2. Nhược điểm
- Á nh hưởng của các nhân tố dự báo như th ế nào khơng rõ, có ản h hưởng hay
k h ôn g k h ôn g biết.
- N h ữ n g người kh ơng có k in h n gh iệm sử dụng sẽ bị sa i s ố làm m ất tác dụ n g công
cụ dự báo.
- Chỉ dùng được cho m ột thòi gian n h ấ t định và một điểm cụ thể.

87


CHƯƠNG 4
C ơ SỞ TO Á N HỌC VÀ MỘT s ố KẾT QUẢ ỬNG DỤNG CỦA CÁC
PHƯƠNG PHÁP THỐNG KÊ TRONG Dự BÁO THỜI TIẾT

4.1. HÀM ẢNH HƯỞNG THỰC NGHIỆM
G iả sử Y là y ế u tơ khí tượng cần dự báo, X, là nhân tô dự báo. Việc xác định các
nhân tô" dự báo và x â y dựng môi quan hệ thường dựa vào việc phân tích hệ các phương
trình th ủ y n h iệt động lực học và lời giải của yếu tố cần dự báo.
T hí dụ để dự báo biên dộng độ cao địa th ế vị tại một điểm ta phải chọn nhân tố dự
báo là bình lưu xốy tốc độ Afi, bình lưu nh iệt AT và ma sát mặt, đất \H 0. Lịi giải giai
tích ta đã tìm được í 15 ]
= í í í G . A o dv + Í J j 'G 2A 1d v + J jG ,A H „ d S .
ỡt

V

V

(4.1)

S

ở đây Gị, G2, G;-j lià các hàm ảnh hưởng. AH„ là Laplas H m ặt 1000 mb.
Ở dạng sai p h â n (4.1) có dạng:
AH

-pn-

11

ITS II

n

“ 7 * £ í > i j A 0lj + Z Z M

aa

n. + Ị d i A H („ .

J=1 »*1

(4.2)

j*Ị

Ở đây m s ố m ực, n sô' điểm của một mực a,j, b,,, d, là cáo hộ sô ảnh hưỏng.
N ếu sử d ụ n g ký hiệu X, là các nhân tơ"dự báo thì (‘1.2) có thể viết clưúi dạng:
AI ĩ

At

N_

= TC ,x,.
M

(4.3)

N hư vậy m ột cá ch tổng quát có thơ biểu diễn sự phụ thuộc f‘ủa Y vào X, như sauY -t c ,x ,.
|=!

(4.4)

Công thức (4.4) k h ôn g phải là công thức duy nhất nhưng nó dược sử dụ n g rộng
rãi trong dự báo UvôVhg kê và số tvị. Trong dự báo số trị hàm ảnh hưởng c , được xác
định bằn g lý th u y ết c<òn trong dự báo thống kê nó được xác định bằng thực ngh iệm và
gọi là hàm ảnh hưởng thực nghiệm .
Đ ể đơn giả n tn ký hiệu Y và X, là độ lệch của các yếu tơ khỏi giá trị trun g bình của
chúng. Ta phái xác dịnh hàm ản h hưởng thực nghiệm c , từ quy lo án sô" liệu sao cho
s a i s ố xác địn h Y tk-eoi (4.4) là nhỏ nhất. Ta xác định Cị bàng phương phốp bình
phương tối thiểu.
Đ ế sử d ụ n g p h ư ơ n g pháp n ày ta xét N trường hợp b iết cả Y và X, các giá trị này
lấy từ s ố liệu lư u trừ . G iá trị V quan trắc được ta ký hiệu là Y| (sô liệu thực). Các
88


n h ân tô'dự báo X, ( i = 1, 2. 3, ... n) được quan trắc N lần ta ký hiệu là Xlk ( k = 1. 2, 3,
... N).
G iả sử các hệ số

c, đã b iết ta có th ể dự báo được y ếu Lố" Y th eo (4.4). Ta viết cho

trường hợp k:
YK = Ỉ C , X lk>
1=1

(4.5)

(Trong công thức trên i ký hiệu nhân tố (i = 1, 2, ...n), k

là trường hợp k = 1, 2,3, ...N ).

S a i s ố dự báo yếu tố Y th eo côn g thức (4.5) sẽ là:
6 k = Y T k - Yk = YT k ‘ | , C i X ik.

<4 -6 >

H ệ s ố Cj trong công thức (4.5) tìm được với giả th iết là tống bình phương sai s ố của
N trường hợp là nhỏ nhất:

N

9

N

n

9

Q = I (Y t k - y k ) 2 = I (YTk - X C j X ik ) “
k=l
1K
K
k=l
1K i=l 1 1K
Ta ph ải tìm các hệ sơ

(4.7)

c, sao cho Q đạt m in (4.7).

H àm sô Q đạt cực trị tại các điểm mà tấ t cả đạo hàm riêng bằn g không, tức
Ổ Ọ =0

0= 1

,

2

,

(

4

.

là:

8

)

T h ay (4.7) vào (4.8) ta dược:
l 2 Í Y Tk- t c iX lkì x jk =D
V
»*!
/

0 = 1 .2

n).

(4.9)

K«t

B iến đổi biểu thức (4.9) ta được:

h n * « - í * đ c iX t .O
k=I

k=l

(j = 1.2,....n).

i=!

Ta ch ia hai v ế cho N và đổi vị trí tổng th eo k và i trong sơ h ạn g thứ hai sẽ dược:
1C
,.|

1 I X , kX lk = ~ Z y tk X jk
N K.l
N k=!

j = U2

n).

(4.10)

1'a k ý hiệu :

» , = N^ K=l
Ễ x,kXiK
b , = i l Y TKX jK

N K*1

với ( j = 1 , 2 , . . . , « . )

Khi đó (4.10 ) sẽ có dạng:

I c
ia 1

,a

= b

j = 1,2 .... n .

(4.11)

Phương trìn h (4.1 ]) là phương tr ìn h đại số tu y ế n tính. Giải nó tìm được Ci (i=l,2, .. n).


Sau khi tìm được

c,

t a có t h ể đ á n h g iá đ ộ c h í n h x á c c ủ a c ô n g th ứ c d ự b á o (4.4) q u a

sai s ố b ìn h phương tru n g b ì n h
° M

nÌ

( y " - y ‘ ’! ì

I

( 4 ' 1 2

)

hệ s ố tương quan tổn g hợp R
R=

/1

(4.13)

sai s ố tương đối
E= —
ƠT

(4.14)

ở đây:
ƠT = J i
V N K.I

- Y j) 2

—
1 N
Yy = — £ Yn.
K=l

• dơ phân tán của Y

- giá trị tru n g bình của Y T

4.2. Dự BÁO CÁC YẾU Tố KHÍ TƯỢNG BẰNG PHƯƠNG PHÁP Hồl QUY TUYẾN

TÍNH NHIỂU CHIEU
Đ ể dự báo yếu tố k h í tượng y ta sử dụ n g n nh ân tô’ dự báo là x b x2 ... xn. Bài toán
đặt ra là ta ph ải sử d ụ n g chuỗi số liệu đã có về yếu tố y và các nhân tố dự báo để th iết
lậ p p h ư ơ n g t r ì n h dự b áo . T rư ớ c h ế t t a x é t t r ư ờ n g hợp h a i n h â n tô' d ự b áo là X, và x2.

Đ ể tiện ký h iệu các chỉ s ố củ a các hệ s ố tương quan giữa yếu tố dự báo và nhân tố dự
báo ta k ý h iệu x 0 v à X, (i= 1,2,..., n) là độ lệ ch c ủ a y ế u t ố d ự b á o và các n h â n t ố dự b áo
khỏi giá trị tru n g bìn h củ a chúng. Trong trường hợp này ta có :

x0 = X, = X, —0 .
Phương trìn h hồi quy tu yến tính xác định Xo th eo X! và x2 có dạng:
x ơ = C|X| + c , x , .

(^ •1

Các h ệ s ố Cj là h ệ s ố của phương trình hồi quy, dược xác định bằng phương pháp
bình phương tối th iểu . Phương trình (4.15) v iế t cho N trường hợp. sai số của nó trong
từng trường hợp sẽ là:
So. 1.2 = Xo - ( c,x , + C2X2).

T ổng sai s ố bìn h phưưng trong N trường hợp sẽ là:

S sổi.2 = z k -(C1*1 + c2*2)]2.

(4-16)

ở đây dấu z ta h iểu là lấy tổng từ lđ ế n N trường hợp. Lấy vi phân (4.16) theo Cị
và C2 và cho ch ú n g b ằn g 0 ta tìm được:

C|5>? + c 2ỵ j \ ]\ 2 =Sxux,

C | I x , x 2 + C 2 £ x ọ = S X0X290


Ta ký hiệu dộ lệch chuẩn của yếu tố X, là o, và hệ số tương quan cặp của hai yếu
tố là r„ :
Ịx ?

ơ. =

N

_ £ xixj
r,)

NƠ,ƠJ ■

Khi đó phương trìn h trên v iế t dược về dạng :
C ]ơ ị + C 2Ơ2ri2 = ơ 0r0|

(Jlơiri2 + ^2Ơ2 =ơ0r0l-

(4.17)

G iải h ệ phương trình (4.17) ta tìm được:

r = qọừoi - r02r,2)

0,(1 - rị)

1

G ọ( r02

2
T hay giá trị

- r0,r,2)

a 2( l - 4 )

c, và C2 vào (4.15) ta có phương trình hồi quy:

rQI ~ r02r!2
ì-rị

X, + r02 ~"r0lri2 c 0'VX, .
l-f-,2
ơ2

N ếu ta ký h iệu m a trận hệ sô tương quan là D thì D là ma trận vn g 3x3:

Các m a trận

r00 r0I
D = rIO rtl

r02

1
=

r!0
r,2

r0|

r02

1

r20

r22

rỉl

rl2
1

r2l

r20

nhận dược bằng cách bỏ đi hàng i và cột j tưcing ứng của m a trận

D. T rong trường hợp này ta có *

D,I =

1 *n
r21 1

Di2 -

rio ri2
r20 1
rlO 1

r20 *21

- riO r20ri2
- riOr21 r20

K hi đó các h ệ sơ’ c, sẽ biểu diễn qua các D,, và ơ,
_ ơ 0 D 12

1 ~ ơ , • nD n ’

0

_ £ 0^ D j3
ơ2

Dn

T ổng bình phương sa i s ố (4.16) biến đổi v ề dạng:
S s |,1 -N o ị-5 -

D

91

Sai số’bình phương trung bình khi đó sẽ là :
\! N " ~ ơlễ'\ i õ ll
S ai s ố tương đối truriig bình c ủ a hồi quy
S o .-,,2
0-4,2

D

ơ2
"D 11
o

Đ ôi khi th ay cho ữ ng-ươi ta sử dụng hệ s ố tương quan nhiều chiều giữa x0, x,,x2
(4.18)
Trường h ợ p s ử d ụ n g n n h â n t ố d ự b á o p h ư ơ n g t r ì n h hồi q u y có d ạn g :
(4.19)

X ^ C iX j +C2X2+... +c„xn .

c, có d ạ n g
cio l +ciotra +...caomr,m= ơ 0rcl
C.Ơ , 1\ ;1 + C jơ , + ...cBơ „ rí„ = ơ 0r„.
c . ơ . r . , *cta trat + ...C .Ơ , = ơ 0r „ .

H ệ phương trìn h đ ể x á c đ ị n h các h ệ s ố

(4.20)

Trong trường hợp n à y m a trận hệ s ố tương quan

'01
D =

10
nl

02

On

rl2

In

112

Các hệ s ố hồi quy đưiỢc xác định bằng các công thức sau:
1

ỡ,

D,

O. D , , ’

ỡ.

D„

N ếu các x i,x 2...x n là các nhân tố độc lập, tuyến tính thì h ệ sơ tương quan của
ch ú n g bằn g không (r,j ~ 0 khi i * j).
T rong trường hợp n à y h ệ phương trình (4.20) có đạnK
c.ơ , = ơ 0r01
c 2 ,ơ 2 = ơ 0r05

c „ ơ , = ơ #r 0.

Các h ệ sô'Ci (i= l,2 „ ..n ) dễ dàng xác định được:

c. = ơ .r,01’
Phương trình hồi quy c:ó dạng sau;

= — '*
r02> ...c„n = H
_a
'-c ỉ ~
ơ„

On


S ai s ố bình phương trun g bình, sa i s<3 tương đối và hệ số tương quan tổng hợp
trong trường hợp này sẽ là:

(4.22)

cx

a

. (4.23)
D ể xác định các h ệ s ố c , (ì= l,2 ...n ) ta cần phải thực h iện s ố phép tín h rất lớn. Thí
dụ để tín h định thức bậc n ta cần thự c h iện (n-1) (rr +n+3)/3 phép tính. Với n lốn tính
các hệ sơ có thể m ắc sai số do hai n g u y ên nhân:
T hứ nhất là khi tín h tốn m áy sẽ làm tròn số, như vậy dẫn đên tích lũy sa i sơ* và
ánh hưởng đến k ết quả xác định các h ệ số c ,.
T hứ hai là trong s ố liệu có sai số. Các th à n h phần của ma trận tương quan xác
định được bang thực nghiệm n ên các sai sô nói trên ảnh hưởng đến các hệ sơ" c , Với n
càn g lớn thì sai s ố này càng lớn.
Vì những lý do trên mà n h iều khi tă n g s ố nhản tô' dự báo sai s ố bình phương trung
bình khơng giảm di như lý th u yết m à lại tăn g lên. Ta phải tìm cách giảm s ố nhân tơ'
xuống

mà vẫn giữ được chất lượng phương trình hồi quy. Các nhân tố X|,X2, ...x„ liên quan

với n h a u nên tron g phương trình hồi quy khơng n h ấ t th iết phải dưa tấ t cả ch ú n g vào.
G ần n h ư tồn bộ lượng thơng tin v ề x0 có trong n nhân tố nhận được từ m n h â n tố
( m < n). Đ ể lọc các nh ân tố trong n n h â n tô ban đầu ta tiến hành các bước sau:
Bước 1: Lập ma trận tương quan của các h ệ s ố tương quan cặp dù n g n nhân tô'
ảnh hưỏng.
B ư ớ c 2: Chọn hai nhân tố có tương quan lớn n h ấ t với yếu tô* dự báo x0 là X, và x2.

Lập m a trận hệ s ố tương quan củ a chún g.
Bước3: Tính So-12hay R„., 2th eo cơng thứ c (4.18)
Bước 4: Đưa thêm nhân tố thứ 3, đánh giá So.,.2.3 hoặc Ra .1.2.3- N ếu s giám không
đ án g k ể hoặc R tăn g không lớn thì bỏ x ;t và lấy X., vào tính lại. Q uá trình được lặp lại
và cu ối cùng ta giữ được m nh ân tô' đ ể đưa vào xây dựng phương trìn h hồi quy. Quá
trình hồi quy tiến hành như trên gọi là quá trình hồi quy có lọc.

X ây dựng

phương trình hồi quy

k h ơn g trực giao. Đ ể th u ận tiện

thường gặp khó khăn khi các nhân tô' x ,,x 0,x2

người ta thường tiến hàn h trực giao hóa các nh ân tố

X],x2,....x n. Từ các biến x 1(x2,...xn ta tạo ra các tổ hợp tu yến tính dạng:

Cn

*^nobO ■kị,1^1'
93


Ta phải xác định e á c hệ s ố k„ sao cho cao biến

ữ i-0

Khi

trực giao nhau, tức là
i* j.

N h â n Co với í i rồi lấy trung bình sử d ụ n g tinh chất trực giao của các c, ta có:
? r

r M ir " ĩ
S 1S 0 = xV iSo
^iv'ToS

un•

Từ đây su y ra

ư
- XI^ .
ỉ\ 10 —
ì^.r
0^0
Tương tự ta n h ân (£ị vổi L,

lấy trun g bình sẽ dược
K ,j= ă ằ
Spj

(i
N h ư vậy ta xác dịn h được một hệ trực giao

c„

T rong q trình tín h tốn nếu có c knào đó khơng xác định tức là :

CÃ = 0
thì n h ân tố xk được lơại ra. Trong trường hợp này xk biểu diễn dược ở dạng tuyến tính
của các đại lượng trực giao '|

(^2

£k.ị. Lượng thơng tin của xk đã chứa đầy đủ trong

^2.. Ck-1- H ệ trực giao củ a ta khi đó khơng có
Phương trình hồi q u y Irong trường hợp sử dụng hệ các nhân lố trực giao có dạng:
Xo= c , ; , + % + .... + 0 ,4 ,.
Ở đâv cỏc h sụ :

Q =Đ=!. ớ , . q
T

.

ô5

H ệ s ố tương quan n h iều chiểu trong trường hợp này sẽ là :

R5
Sử dụng hệ trực giao có lợi là khi cần đưa thêm nhân tố mới X„+| thì khơng cần xây
dựng lạ i phương trìn h h ồ i quy chỉ cần v iết th êm thành phẩn Cn1|. s n>1.
Ngược lại ta m uốn khử nhân tô cuối càn g dỗ dàng. N hưng nếu mn bỏ nhân tố X,
bất kỳ thì ph ải tín h lại các hệ

số c k và £,k với n > k > i .

4.3. MỘT SỐ Sơ ĐỒ Dự BÁO THỜI TIẾT DựA TRÊN PHƯƠNG PHÁP Hồl QUY
TUYẾN TÍNH
Có r ấ t n h iều sơ đồ dự báo thời tiế t được xây dựng trên cd sở của phương pháp hồi

quy tu y ến tín h n h iều ch iều . Ở đây ch ú n g tôi chỉ kể đến một s ố sơ dồ điển hình làm ví
du m inh hoa.

94


Đ ể dự báo đường đi của bão ở Bắc T h ái B ình Dương. Svim uxơv đã sử dụng một hệ
tọa độ động. Trục X hướng th eo vĩ tu y ến , trục y theo kin h tuyến. Lưới gồm 4 điểm
với k h oản g cách các điểm 1,3 và 2,4 là 1200km . Sô' liệu được lấy như sau: Từ đường
dẳng cao dóng kín n gồi cù n g của bão k ẻ đường vng góc với dịng dẫn đường. Cho
điểm 4 trùng với điểm cắ t của đường đẩn g áp kín ngồi cùng với đường vn g góc
của dịng dẫn đường rồi quay quanh điểm 0 để cho đường 1-3 trùng vói kin h tu yến , 2 4 với tiếp tu yến của vĩ tu yến v ế phương đơng sau đó lấy giá trị địa th ế vị ỏ điểm
1,2,3 và 4. Hệ s ố tỷ lệ m 2 cũ n g được tín h đến trong phương trình hồi quy. Phương
trình dự báo sự di chuyển của bão 48 giờ có dạng:
V ùng v ĩ độ 10 - 20 0
= 60 0,789 — + m 2(0,210A . - 0 ,2 6 3 A 2 - 0 ,3 0 5 A , + 0 .3 8 7 A .)

k

c

= 6 0 0,714 — + m ỉ (0 ,l3 3 A I - 0 1 0 6 A , - 00Q5A, + 0,067A J
K

V ùng vĩ độ trên 2 0 (

c = 6 0 0,397 ^ + m 2(0 ,3 5 8 A , + 1,15A , - 0 ,2 7 0 A , + 1 .3 6 6 A ,)
k
c y = 6 0 - 0,214 — + m 2(0,658A , +0,172A „ - 0 .9 9 2 A , - 0 ,5 3 1 A 4)
k

ở đây
A |- ( H ị

H j)700,A 2 - (H, - H4)700

A 3 - (Hi - ^ 3) 0]-*ô' ã A 4= (H , - H4)O
Tl000.
K là tham s ố phụ thuộc tỷ lệ bản đồ. N ếu tỷ lệ bản đồ là 1:6.107 thì k = l, 1:3.107
thì K =2. Cso và Cyo quãng đường di chuyển của tâm bão 48 giò qua đo bằng mm trên bản
đồ, Cx và Cy được tính bằng kilơm et sau 48 giị. Đánh giá kết quả dự báo trên số liệu phụ
thuộc cho thấy với hai m iền vĩ độ trên góc lệch trun g bình giữa lâm bão dự báo và tâm
bão thực là 18° và 40°, sa i sô" tương đối dự báo sự di chuyển của bão là 0,4 và 0,62
trong h ai trường hợp tương ứng.
Các tác giả L iên Xô đã ứ ng dụng p h â n tích hồi quy từ ng bước qua bộ chương trình
m ẫu S S P (S cien tific su b rou tin e package) với chỉ tiêu k ết thúc, q trình lựa nhân tơ"
mới là độ giảm tương dối của phương sa i yếu tố dự báo nhỏ hơn 50%. Tập s ố liệu lưu
trữ bao gồm 3312 trưồng hợp (phương án I) và 2817 trường hợp (phương án II) của
5 1 2 (phương án I) và 473 (phương án II) xoáy th u ận n h iệt đới (XTNĐ) trên k h u vực dự

N

báo p h ía nam T â y B ắc T hái B ìn h D ương từ 25°
và 100° E đến 150 0 E (bao gồm
biển Đ ông V iệt N am ) tl’ong thời kỳ 1 9 4 5 -1974. 13 nh ân tố dự báo được lựa chọn để
kh ảo s á t phân tích hồi quy từ n g bước. Phương án I bao gồm 8 nhân tố:
N r D;cp; X; W0; AW (0,-12);i;Vy(0,-12) ; Vx (0,-12).

Phương án II bao gồm 11 nhân tô'
95

N, D: ftp; À: WO; AW (0 .-Ì2 Ì ;i;AYf0.-24);AV(0.-24): W(-24)
A w (-12,-24): M ed(0.-24).
Ở đây : AW - sự b iên đổi của gió cực đại ; Vy, Vx - các th à n h phần tốc độ di chuyển
của tâm X T N Đ còn AY, ÀX - khoảng cách di chuyên theo kinh hướng và vĩ hướng ; i sô' th ứ tự quan trắc từ thời điểm ban đầu và 12 giờ trước ; còn phương án II có thêm
các quan trắc tại thời đ iể m 24h trước không sử dụng tốc độ di chuyển 12 h trước. Kết
quả của phương án I tố t hơn phương án II, có ngh ĩa việc sử dụng thèm các quan trắc
tại thời điểm

24h trước không

m ang lạ i h iệu qua. Các phướng trình dự báo

theo

phương án I chỉ chứa 4-5 nhân tô’ T uy các sa i sô" dự báo chỉ nêu riêng theo các thành
phần AY và AX, n h ư n g chư a có th ể từ các sa i s ố thành phần này ước lượng sai số
tru n g bình dự báo vị trí tâm XTNĐ (khống cách từ vị trí tầm dự báo tới vị trí tâm
thực t ế đối vối thời h ạ n dự báo tương ứng). AR khoáng 200 km đếỉ với dự báo 24h và
trên 450 km đối với dự b áo 48h. Các đại lượng sai s ố này cịn tương đối lớn có th ể vì
khu vực dự báo quá rộng cần chia nhỏ hơn.
T ham khảo các k ế t quả trên của các tác giả L iên Xô dồng thời tham kháo thêm
các k ế t quả của các tác g iả nưốc ngoài về cấ u trúc h ệ nh ân tố dự báo theo mơ hình
k h í h ậ u q u á n t í n h v à m ỗ t sô n h â n t ố s y n ố p p h ả n ả n h tá c đ ộ n g c ủ a tr ư ờ n g k h í á p

trên m ực tru n g bìn h c ủ a k h í quyển, cấu trúc hộ nhân tố dự báo được xuất phát từ
các điểm sa u :
a) T rong tập lưu trữ s ố liệu về quỹ đạo X TNĐ của V iệt Nam khơng có đẩy dủ các
th am s ố k h í h ậ u qn tính như của nước ngồi, chẳng hạn khơng có s ố liệu vê gió cực
đại hoặc k h í áp th ấp nhất, của XTNĐ. Vì vậy, nếu chỉ đơn thuần sử dụng các tham

s ố k h í hậu qn tín h th ì mơ hình dự báo sỗ ít hiệu quả .
b) Đơi vối các tác gìả Việt Nam khu vực dự báo được quan tâm trước hết là Biển
Đ ông. Với kh u dự báo cố địịnh này có quy mơ khơng lớn (từ 5°N đèn 25“N và Lừ 10õ°E
dến 120°E) th eo k ế t q u ả kilảo s á t của [1], có th ể sú dụng trực tiếp các sộ' lịệu tạ Ị Cắc
trạm quan trắc cao k h ôn g cô định làm nh ân to' dự báo di chuyến của XTNĐ để tránh
sai s ố nội su y v ể m ạng điểm n ú t, vì trên k h u vực dự báo này thưa cáo sô' liệu quan
trắc thực t ế . Đ iều này còrt dẫn đến đơn giản hóa q trình chuẩn bị số liộu ban đầu
rất th u ận lợi cho việc ứ n g đụng thực hành.
Trong cơng trìn h [6] đã đưa vào phân tích hồi quy bằng chương trình mẫu 2R
trong bộ chương trìn h m ẫu BM D P các nhân tô dự báo sa u đây :
NrD; AY(0,-24) ; aX (0-24); H0 ;H1; H2; q> ;k
Ở đây NrD- s ố n gày trong năm với gốc tính là 1/1
AY,AX- di ch u yển k in h hướng và vĩ hướng của tâm XTND trong đdn vị kinh vĩ.
HOI H „ H 2- các th a m số thực nghiệm của đ ẳn g áp õOOhpa. trong đó Ho ,H 1 - biểu
thị ch ên h lệch độ cao củ a mực d ẳn g áp theo hướng đông bắc - tây nam so với khu vực
dự báo v ề biển Đ ơng, cịn H 2 biểu thị cường độ của rãnh khí áp trên dun hái phía
đơng T ru ng Q’c. K ết quả phản tích hồi quy từ n g bước đã nhận
96

dược hệ

phương


trình dự báo 24 h và 48h di chuyển của XTND với một nhân tố svn ốp (H 2) và 3 nhân
tơ khí hậu qn tín h N rD, AX(0,-24);AY(0,-24)
AX,., = 0.601AX (0,-24) - 0 ,0 1 0 9 H |- 0,4 5 9 7
AX,S = 0.808AX (0,-24) - 0,115N rD - 0.0237H ,- 12996
AY2, = 0.707601A Y (0,-24) - 0 ,0 0 5 3 N rD + 0 ,7 1 9 5
AY48 = 0,703AY (0,-24) - 0,0124N rD +1,795.

Trong các phương trìn h trên đây H, là 1/2 hiệu s ố của tổng độ cao mực 500hp a
(trong dơn vị m ét) của 2 trạm biểu s ố 4 7 9 1 8 , 4 7 9 4 5 và hai trạm 48455, 48900. T uv mơ
hìn h h ế t sức dơn giản n h ư n g qua thử nghiệm tác nghiệp

trong các m ùa bão 1983-

1985 đã tỏ ra có hiệu quả, kh ơng kém m ột số phương pháp khác (bảng 4.1). Đ iểu đó
chứ ng tỏ phương hướng tìm kiếm các nhân tố synốp đơn giản để bổ su n g thêm vào các
nhân tố k h í hậu trong q trìn h dự báo nêu trên bị khiếm k h u yết trên khu vực biển
Đ ông là đúng đắn. Hệ các phương trình dự báo nêu trên đã được th iế t lập trên cơ sở
tập s ố liệu gồm 292 trường hợp dự báo 24 h và 203 trường hợp dự báo 48 h từ năm
i9 6 0 đến năm 1974.
P h át triển k ết quả n êu trên, các tác giả [6] đã th iết lập các phương trình dự báo
vối n h iều nhân tố synốp hdn. Quá trình phân tích hồi quy từng bước được thực hiện
bới chương trình STO PRG của bộ chương trình m ẫu S S P với chỉ tiêu ngừng việc lựa
th êm nhân tô" mới là độ giảm tương đối của phương sai yếu tô dự báo nhỏ hơn 1%.
Tập sô liệu phụ thuộc bao gồm 100 quỹ dạo bão từ năm 1960 đến 1982 trên khu vực
dự báo như đối với mơ h ìn h dự báo một tham sơ* synốp nêu trên. Có 208 trường hợp
ch u n g cho tấ t cả thời hạn dự báo từ 12 đến 48h qua 12 h một. Hộ nhân tố phân tích
hồi quy

từ n g bước gồm 5 nh ân tơ* khí hậu qn tín h

và 8 nhân tơ synơp. K ết quả

n h ận được là hệ phương trìn h dự báo các toạ độ tâm XTNĐ theo kinh dộ (Y) và vĩ dộ
(X) ( trong đơn vị kinh độ vĩ) với 5 nhân tố khí hậu quán tín h và 5 nh ân tơ synốp được
trình bày chi tiết ở bảng 4.1. Trong bảng này ngoài các hệ số’ hồi quy còn được nêu sai
s ố tru n g b ìn h (AR) và độ lệch chuẩn (S) của các dự báo th í nghiệm

trên tập s ố liệu

phụ thuộc (208 trường hợp của phương án ch u n g cho tồn bộ mùa bão). Các tác giả
cịn xây dựng phương án dự báo riên g cho các th á n g chính của m ùa bão từ th á n g VII
đến th á n g X và đã nhận được k ết quả tốt hơn đôi ch ú t so với sử dụng
ch u n g

phương án

cho toàn bộ m ùa bão. Mơ hình này đã kiểm nghiệm qua s ố liệu độc lập (40

trường hợp) với k ế t quả tương đối ổn định sa u đó được tín h thử

với các s ố liệu tác

n gh iệp trong m ùa bão 1983-1985. Các n h â n tố được sử dụng là:
D 9= l/3 tổ n g độ cao m ực 500hp a (đơn vị dam ) của 3 trạm biểu s ố 43316: 47918;
4 7 9 45.
D 12= 1/2 Tổng độ cao tương đối của mực 5 0 0 /7 0 0 hpa của 2 trạm biểu số 56291 và
57627(đ ơn vị dam).
D l3 = 1/3 Tổng độ cao tương đối mực 500/700 hpa của 3 trạm biểu s ố 4 3 2 7 9 :4 8 8 5 5
và 59981(đơn vị dam ).
D 16= B iến động 24h đã qua của độ cao mực 5 00 hpa của trạm 48820(đơn vị dam ).
97


D 19 - Biến độn g 2,4 h đã qua của 1/2 tổ n g độ cao mực 000 hpa cùa hai trạm 5 6 ‘2 9 ‘1
và 57627 trừ 1/2 tổn g độ cao mực 500 hpa của 2 trạm 48455 và48900(d«n vị dam ).
Nr- số thứ tự của ng-ày trong nồm tín h từ ngày 1/1.
Đã tiên h àn h th í nghiíệm phương pháp này và một s ố phương pháp thông kê dự

báọ khác trong điều k iệ n nghiệp vụ ở V iệt N am . So sánh k ết quả dự báo cho thấy:
a) Đôi với thời h ạ n dự báo 24 h phương pháp TSE có k ết quả kém nhất, điều này
có thè giải thích do phương pháp. TSE sử d ụ n g qua chi tiết giá trị nội suy của trường
độ cao mực 700 hpa m à trẽn khu vực B iển Đ ông và các vùn g đại dương lân cận của nó
rất thưa thớt s ố liệu d ẫ n đến sự bất định của phép nội su y và sai sơ lớn ; cịn chưa có
điều kiện để ứng dụng tác nghiệp phuơng pháp này.
b) Đối vối thời h ạ n dự báo 24 h các phương pháp HQ. HQS, TT và PC có đ ại lượng
sa i sô xấp xỉ nh au m ặc dù phương pháp HQ tỏ ra có ưu việt chút ít. cịn đơi với thời
h ạn dự báo 48h phư ơng pháp HQS có k ết quả tốt nhất. Điều đó nói lên đối với thời
hạn dự báo trên 24 h các nhân tố synốp có vai trị quan trọng. Các nhân tố khí h ậu
qn tín h chỉ có ý n gh ĩa đối với thời hạn dự báo 24h.
Bảng 4.1.Các hệ số hồi quy và sai sơ trung bình A R (km) theo số liệu thuộc (208 trưòng hợp) vả độ
chuẩn s của nó (phương án dự báo chung toán bộ bão)

Yếu tố

N h ân tố
X 12

Y 12
1
AY(0,-12)
AX(0,-12)

2
0 ,4 7 1 3

3

Y24

4

X24
5

0,5379
0 ,6 4 9 9

0 ,9 2 7 9

0 ,9 6 3 8
-00492

6
0,6147

1,1023
2,441

X
N rD
D9
D 12
D 13
D 16
D 19
C onst

Y 36
7

0.7893

0.0195

9

0,78341

0,7819
1,7969
0,7814

-0,060
-0,2150

0.1580

0,081

8

0,8131

0 ,1 3 4 5
0.1762

X48

-0.06724

0.9670

0 ,0 4 2 9

Y48

1,4204

0,9093
0,0 8 2 8
■0,1315

X36

0,3496

-0,3168
0,2109
0,3472

0,5242
-0,1944

A R (k m )

•32.862
71

s

51

-0 ,0 6 3 8 3
3 2 .9 8 6

-0,1154
-51,250
146

40,896

45,334

93

-01435
45334
277

-143,59
305

144

183

66.431

Đ ể dự báo các đặc trưng vê mưa bão trong cơng trình [9] dã chọn các yếu tố dự báo

là:
- Lượng m ưa bão tru n g bình phía Đ ơng Bắc Bộ(RRE)
- Lượng m ưa bão tr u n g bình phía T ây Bắc Bộ (RRW)
- S ố n gày m ưa b ão tru n g bình phía Đ ơng Bắc Bộ (NE)
- S ố ngày m ưa b ão tru n g bình phía T ây Bắc Bộ (NW)
98


Các nhân tố h ìn h th à n h mưa bão cần tín h đến là:
/. Nhàn tó quỹ dạo bão
M ưa do xoáy ở gần bão trước h ế t phụ thuộc vào vị trí tâm bão lúc đổ bộ, sau đến
p hần đĩa mây tru n g tâm có bán kính lớn hay nhỏ, độ dầy n h iều h ay ít, cịn phụ thuộc
vào đoạn đường bão đi. Do đó các nh ân tố về quỹ đạo bão được chọn là:
- VỊ trí tám bão 24 giờ trước khi vào m iền A; (phía tây kinh tu y ến 110)
- VỊ trí tâm bão sa u 24 giờ trước khi vào m iền A ký hiệu là : cp.24,

>>..24

- Vị trí tâm bão lúc vào m iền A (h ình 4.1)[8].
ơ đây X là kinh độ,

th ốn g kê dự báo quỹ đạo bão, các n h ân tố (p.24, Ầ.24, (ị) 12, Ằ.,2 là các nh ân tố quán tính.
S au khi bão vào kê cận m iền A th ơn g thường khống 24 - 48 giị sau thì bão đơ bộ
vào đất liền. Vị trí bão lúc này là q u yết định đối với mưa bão do đó các nhân tố quĩ đạo
được chọn tiếp là:

Hình 4.1. Miến dự báo A và B

- Vị tr í tâm bão sau 24 h sau khi vào m iền A ọ..,t, Xo.ị

- Vị trí tâm bão sau 48 giờ sau khi vào m iền A cp4a x.t8.

Do Lốc dộ di ch u yển của mỗi cơn bão mỗi khác nên việc xác định ranh giới A và B
ch ỉ tương đối. Khi ph ân tích và th u th ập s ố liệu ta có thể căn cứ vào hìn h 4.1, để xác
định th òi điểm t0- thời điểm bão còn cách bò k h oản g 24- 48 giị. VỊ trí phỏng đốn cho
thòi điểm t0 là kinh tu y ến 1150 E.
2. N h á n tó cư ờ n g độ bão ở th ờ i d iểm t0

Cường độ bão có th ể đánh giá dược qua m ột số tham s ố sau đây:
a)
Đ ộ sâu của bão th ể h iện bởi áp su ấ t tâm bão; áp su ấ t tâm bão càn g th ấp cường
độ bão cà n g m ạnh. Son g ở đây th eo gương các tác giả khác đã chọn nh ân t ố ( I 0 1 0 - P b).

99


Ở đây Pb là áp s u ấ t tâ m bão do bằng mb. N hân tô này theo một số tác gia Ui. ,.h ô n g
n h ữ ng chỉ cưòựig độ bào mà còn biểu th ị k h ả năng di chuvển cùa bào.
b) Gió m ạnh n h ấ t tro n g bão: Gió m ạnh nhất trong bão là một tham số thể h iện
cường độ của bão. Ở n h ữ n g cơn bão m ạnh, áp thấp à tâm thường rất thấp, qui mơ bão
rộng, gió rất m ạnh, có sức tàn phá rất lớn, là những cơn bão dầy và rộng, do đó có khả
n ăn g m an g lại lượng m ưa rất lớn.
c) Khu vực có gió m ạnh trên lõ m /s: K hu vực có gió mạnh trên 15m /s cũng là một
th am s ố biểu hiện cườn g độ của cơn bão, so n g đối vối một khu vực sô' liệu thưa thớt
như b iển Đ ông việc xác (định khu vực n ày hết sức khó khàn.

3. Nhân tố k h í hậu
- Khi quan s á t và phân tích s ố liệu bão người ta thấy có mưa, th ể hiện ở chỗ:
+ Cưòng độ bão yếu dần đầu m ùa, rồi lại m ạnh dần lên ở chính mùa và sau đó lại
yếu dần ỏ cuối m ùa bão.
+ Từ đầu m ùa bão đ ến cuối m ùa bão quỹ đạo di chuyên và đổ bộ của băo biển'
Đ ông dịch dần từ bắc xuốn g n a m ..

V ì vậy n h iều tác g ià đã chọn ngày có bão (tính Lừ 1 th áng 1 hàng nảm làm cơ sở
định lượng hóa) để b iểu thị tham sơ" m ùa khí hậu của bão.
- C húng tơi cịn cho ràng bão phát sin h trong khí quyển trơn đại dương nên phải
có quan h ệ đến đại dươing’. N h iều tác giả cho rằng bão có quan hệ với n h iệt độ nước
biển. Song do khơngcó khả năng thu thập sô liệu vê nhiệt độ nước biển nên chúng tơi dã
đưa ngày âm lịch (tính từ đầu tháng âm lịch) vào đê khảo sát thay thê cho thủy triều.
'

Bảng 4.2.Hệ số của các phương trinh hói quy

Y ếu tố D B N h â n tố D

H ệ s ố hồi

Y ếu tỐDB

N hân tố D B

- .......quy

RRE

RRW

nE

a0
Wo
X..24

d2
a0 '
D,
R,
^•12
9 12
a0
^■12
d2
X-12

-260,605
18,106
1,129
-0,159
-0.786
72.983
•0,162
3 ,3 2 6
0 ,6 7 9
-0..768
4,132
1,954
0 ,1 7 6
-0,023
-0,014
-0,117

-0,005


a0
%
D,
d2

AP
DI

72 ,6 6 7
0,6 0 6
0,172
-0.029
0,0 0 6

a<>
D,
Ỏ2
Wo
AI>

4,914
0,0 1 2
0 ,109
-0,034

0,948
-0,017

Do

nW

Hệ số hồi
quy
0 ,0108
0,6 0 8
-0,0 0 1 6
0 ,0017

4. K h o á n g cách từ tru n g tàm Bấc Bộ đến các động lực gày m ưa

-

Trước h ết đó là k h oản g cách từ trun g tâm Bắc Bộ đến tâm bão; bão càng g ầ i

th ì khả n ăn g Bắc Bộ bị m ây bao phủ càn g lớn. khả năng gây mưa càng nhiều.

100


- T hứ đến là k h oản g cách từ tru n g tâm Bắc Bộ đến iron lạnh (đường đứt) n ếu có :
Ở m ột kh oản g cách n h ấ t định, iron lạnh cù n g với hoàn lưu bão tạo th àn h hiện tượng,
khả n ă n g ngiíng k ết và dối lưu được tă n g lên gấp bội.
- S a u cùng là áp th ấp phía T ây nếu có, là m ột động lực thúc đ ẩv quá trình đối lưu
và ngư n g kết, n h iều khi cù n g vối bão tạo th àn h dải thấp v ắ t qua Bắc Bộ.

T h eo phân tích trên các nhân tố dự báo được chọn là :
- Vị trí tám bão 24 giờ trước thòi điểm x u ất phát dự báo t0 ((p.2., và Ầ.2.t)
-VỊ trí bão 12 giờ trước thời điểm t„
- Vị trí bão ở thời điểm t„(cpo ^o)
- Vị trí bão 24 giị sa u thời điểm

t0 (
• Vị trí bão 48 giờ sau thòi điểm t0 (ẹ.,8 x.ị8)

- N g à y dương lịch (DI")
- N gày âm lịch D2")
- Tốc độ gió cực đại trong bão ở thịi điểm to (Wư) tín h bằn g m /s
- H iệu s ố k h í áp ( 1010- Pb), trong đố Pb là áp su ấ t tâm bão tính bằn g mb .
- K hoảng cách từ tâm bão đến Hà Nội tín h bằng độ kinh tưT iến hành hồi quy từ n g bưỏc. Phương trình hồi quy nhận được ở dạn g :

Y= a0 +a,X( +a2x2 + ... + an x„.
Các hệ s ố c ủ a phương trình trên được ghi trong bảng 4.2.
Đ e dự báo thời tiế t ở m ột điểm trong cơng trình [16] đã sử dụng trường địa th ế vị
mực 5 0 0 và 1000 mb làm nh ân t ố dự báo. Các yếu tố dự báo lồ : Biến đổi áp su ấ t ỏ
m ực m ặ t biên từ 12 đến 72 giờ ; biến đổi địa th ế vị Hr)00 Lừ 12 đến 72 giò ; h iệu n h iệt
độ, lúc 6 giờ và n h iệt độ tối thấp của n gày hôm sau; hiệu n h iệt độ lúc 12 giờ
n h iệ t độ tơì cao của n gày tiếp theo; lượng m ưa

và

ban đêm; lượng mưa ban ngàv, lượng

m ây tầ n g thấp trong đêm tiếp theo; lượng m ây tầ n g thấp trong ngày tiếp theo,

các

th à n h p h ần gió ở m ặt đất trong đêm tiếp theo; các th àn h gió ỏ m ặt đất trong ngày
tiế p th eo .
G iá trị lượng m ây tru n g bình trong đêm được xác định nh ư sau :
XI

N 2I + 2 N 03 + N 09

4

'

Ở đây các chỉ sơ' chỉ thịi gian trong đêm . Tương tự các đại lượng khác cũng xác
đ ịn h th eo cơng thức nh ư trên .
Phư ơng trình hồi quy để dự báo các yếu tô thời tiế t kê trên có dạng:
Yk = I a k,(H,ÃH)f°° + X b kt( H , Ã H ) r + Z c kt(H 500,H ,000)1 + I X ,H .1000i=l
1=1
1=1
i=l

101