تحلیل تغییرات سریهای دما و بارش شیراز طی دوره 2005-1951

از آنجا که دما از عناصر اساسی شکل گیری اقلیم است، تغییرات آن می‌ تواند ساختار آب و هوایی هر محل را دگرگون سازد. به همین دلیل، بررسی روند دما در مقیاس‌های مختلف زمانی و مکانی بخش بزرگی از تحقیقات اقلیم شناسی را به خود اختصاص داده است. بررسی‌های پژوهشگران نشان داده است که در اکثر نقاط جهان، دما در طی سدۀ گذشته رو به افزایش بوده است. نیدزویدز و همکاران روند دمای روزانه و شبانه را در مرکز و جنوب شرق اروپا بررسی کرده‌اند (نیدزویدز و همکاران، ١٩٩٦: 770). گریزر و همکاران صد سال دمای اروپا را بررسی کرده و نشان داده‌اند که در غرب اروپا چرخۀ دمای سالانه عقب و در شرق اروپا جلو افتاده است. در شرق اروپا نوسان سالانه دما افزایش معناداری را نشان می‌ دهد و تقریباً در سراسر منطقه دما روند افزایشی داشته است. رویدادهای فرین عمدتاً شامل رخدادهای سردی بوده که در زمستان روی د اده‌اند و تعداد آنها رو به افزایش بوده است محققان مذکور نشان داده‌اند که در مرکز و شمال اروپا دما دارای دوره تناوب 7/٧ ساله است (گریزر و همکاران، 175، 2002).

بر اساس پیش بینی مدل‌های اقلیمی انتظار می‌ رود که میزان بارش نیز در سطح جهانی افزایش یابد، ولی پیش بینی روند بارش در مناطق مختلف زیاد امکان پذیر به نظر نمی‌ رسد. بارندگی‌های ماهیانه در زمستان احتمالاً در عرضهای بالاتر افزایش می‌ یابد، اما آنچه که در عرضهای میانی و حاره‌ای اتفاق می‌افتد، بستگی به جزئیات مدل‌های خاص اقلیمی و نظریات در مورد تولید و انتشار مواد آلاینده دارد(WMO، 1997).

در زمینه اهمیت تأثیر بارندگی روی سامانه اقلیم، مطالعات متعددی به انجام رسیده که در این زمینه می‌توان به مطالعات تورگی و ارکن(1، 2005)، (کیلی و همکاران، 1998، 144)، ( تاکیوچی و ایشیداری، 2003، 907)، ( پیکارتا و همکاران، 2004، 1)، (2005، 39و55)، ( ماتیاسوفزسکی و همکاران 1993، 270) اشاره نمود که در کلیه مطالعات فوق، تحلیل روند سری‌های زمانی بارندگی با استفاده از آزمونهای ناپارامتری صورت گرفته است. نصرالله و بالینگ نیز طی مطالعه خود بر روی تغییرات اقلیمی شبه جزیره عربستان معنی دار بودن خود همبستگی این تغییرات را تأیید نموده‌اند ( نصرالله و بالینگ، 225: 1993). در ایران نیز بررسی‌های متعددی در این زمینه صورت گرفته است که در زیر به برخی از آنها اشاره می‌شود.

(ابراهیمی و همکاران، 1384: 5)، علیجانی و قویدل (21: 1384)، (جهانبخش و ترابی(124: 1383)، جهانبخش و باباپور (34: 1382)، باباپور (باباپور، 1382، 1) و نور محمدی (1378: 5) به بررسی چگونگی تغییرات دما در برخی ایستگاه‌های ایران و رحیم زاده و عسگری (155: 1383) و مسعودیان (89: 1383) تغییرات دما در ایران را بررسی نموده‌اند. عسگری و رحیم زاده (234: 1382) تغییرات بارش در ایران، مولایی نیکو (1382: 3 ) تغییر اقلیم از دیدگاه بارش را در شمال و جنوب ـ جنوب غرب ایران و کاویانی و عساکره (251: 1382) نیز بارش سالانه اصفهان را مورد مطالعه قرار داده‌اند. جهانبخش و ترابی(124: 1383)تغییرات دما و بارش را در ایران و طباطبایی و حسینی (94: 1382)، بختیاری(1382: 183)، قطره سامانی (131: 1382) و جهادی طرقی(151: 1378) تغییرات دما و بارش برخی ایستگاه‌های ایران را بررسی کرده‌اند.

داده‌ها و روش‌ها

همان طور که قبلاً اشاره شد، قلمرو مکانی این تحقیق ایستگاه همدید شیراز بوده است و بازه زمانی آن شامل سالهای 1951 تا 2005 میلادی؛ یعنی یک دوره 55 ساله است. در دوره فوق دو عنصر اقلیمی عمده یعنی میانگین دما و بارش در مقطع زمانی سالانه و فصلی مطالعه شده و نتایج حاصله ارائه گردیده است. ایستگاه همدید شیراز در شرق شهر و در ارتفاع 1484 متری از سطح دریا استقرار یافته و مختصات ریاضی این ایستگاهﹶ32ﹾ29 عرض شمالی وﹶ36 ﹾ52 طول شرقی است.

در این تحقیق، ابتدا برای بررسی صحت داده‌ها بر روی داده‌های دما و بارش، آزمونهای استقلال و همگنی انجام شد. فرض صفر در آزمون استقلال مستقل بودن دو متغیر و فرض یک عدم استقلال دو متغیر است. در آزمون همگنی فرض صفر یکسان و همگون بودن دو متغیر و فرض یک، عدم یکسان و همگون بودن دو متغیر است(مومنی، 1386: 173و167).

با توجه به نتایج آزمون استقلال بر روی داده‌های دما و سری زمانی، به دلیل اینکه سطح معنی داری (sig)آماره کای دو پیرسون (302/0) بیشتر از 5 درصد است، بنابراین H₀رد نمی‌شود و دو متغیر از یکدیگر مستقل هستند (جدول 1) و نیز با توجه به نتایج آزمون همگنی به دلیل اینکه سطح معنی داری آماره کای دو پیرسون (302/0)بیشتر از 5 درصد است، بنابراین H₀ رد نمی‌شود و دو متغیر همگون هستند(جدول 2).

نتایج آزمون استقلال بر روی داده‌های بارش و سری زمانی نیز نشان داد که به دلیل اینکه سطح معنی داری آماره کای دو پیرسون (238/0) بیشتر از 5 درصد است، بنابراین H₀ رد نمی‌شود و دو متغیر از یکدیگر مستقل هستند(جدول 1) و نیز با توجه به نتایج آزمون همگنی به دلیل اینکه سطح معنی داری آماره کای دو پیرسون(238/0) بیشتر از 5 درصد است، بنابراین H₀رد نمی‌شود و دو متغیر همگون هستند (جدول 2).

جدول 1- نتایج آزمون‌های استقلال و همگنی بر روی داده‌های دما و سری زمانی

جدول 2- نتایج آزمون‌های استقلال و همگنی بر روی داده‌های بارش و سری زمانی

روشهای میانگین متحرک، رگرسیون سری‌های زمانی، معادله خط رگرسیون، ضریب همبستگی پیرسون و شاخص استاندارد زی اسکور، آزمون β و آزمون مان ـ کندال نیز برای بررسی وجود همبستگی و روند بین داده‌های دما و بارش و سریهای زمانی به کار بسته شده است.

در وضعیتی که بخواهیم تغییرات زمانی داده‌ها را بررسی کنیم، ممکن است دامنه تغییرات به حدی باشد که نتوان از آن چیزی درک کرد. برای آن که تصویر روشنتری از تغییرات داشته باشیم، از روش میانگین متحرک استفاده می‌کنیم(علیزاده، 1381: 570). پس برای بررسی عناصر دما و بارش از میانگین‌های متحرک استفاده شد.

در رگرسیون سری‌های زمانی متغیری مستقل وجود دارد که معرف زمان(سال، ماه و یا ... )است. متغیر زمان می‌تواند به عنوان متغیر مستقل در معادله رگرسیون قرار بگیرد که در بررسی زیر از این رگرسیون نیز استفاده شده است.

از آنجا که یکی از پیش شرط‌های آزمون رگرسیون خطی، نرمال بودن توزیع داده‌هاست (باتاچاریا، 1379: 426) از این روش می‌توان برای آزمون روند دما استفاده نمود، زیرا دما معمولاً از توزیع نرمال تبعیت می‌کند، لیکن باید توجه داشت که در تعیین وجود یا عدم روند در داده‌های دما و تعیین برای آن باید از طریق آزمون β عمل کرد.

در این مطالعه داده‌های دما با این آزمون نیز بررسی و نتایج آن ذکر شده است(جدول شماره 3 ). با توجه به اینکه شهر شیراز یکی از مراکز بزرگ جمعیتی محسوب می‌شود، ممکن است بخشی از گرمای این شهر ناشی از تأثیرات شهرنشینی و جزیره گرمایی شهر باشد. به همین دلیل، برای مقایسه بهتر تصمیم گرفته شد ایستگاه دیگری در همین منطقه که به دور از تأثیرات شهرنشینی باشد، مقایسه گردد. ایستگاههای زرقان و سد درود زن با فاصله نزدیکی نسبت به شهر شیراز قرار داشتند اما طول دوره آماری آنها برای بررسی روند دما کوتاه بود. به همین دلیل، ایستگاه فیروزآباد که در فاصله 93 کیلومتری ایستگاه شیراز قرار دارد، و طول دوره آماری آن از سال 1966 تا 2005 بود، برای مقایسه مناسب تشخیص داده شد. ایستگاه فیروز آباد در جنوب استان فارس و شهر شیراز در ارتفاع 1340 متری از سطح دریا استقرار یافته و مختصات ریاضی این ایستگاهﹶ52ﹾ28 عرض شمالی وﹶ36 ﹾ52 طول شرقی است.

کاربرد روشهای آماری به منظور شناخت رفتار خطی و غیر خطی عناصر اقلیمی، از بهترین روشهای ارزیابی روند دراز مدت اقلیم است. به دلیل اینکه برخی سری‌های اقلیمی، از جمله بارش به طور کلی از توزیع نرمال (بهنجار)تبعیت نمی‌کند(علیزاده، 1381: 422)، در این صورت برای بررسی روند می‌توان از آزمون‌های رتبه‌ای استفاده نمود (WMO، 1966). از جمله این آزمونها می‌توان به آزمون مان ـ کندال اشاره کرد. در آزمون مان ـ کندال نیاز به توزیع فراوانی نرمال یا خطی بودن رفتار داده‌ها نیست این آزمون در برابر مقادیر فرین (برای مثال داده‌هایی که کشیدگی زیاد دارند، مانند داده‌های بارندگی) و داده‌هایی که از رفتار خطی انحراف چشمگیری دارند، بسیار قوی بوده (WMO,، 2000)، به منظور ارزیابی وجود روند فرضیات زیر را مورد آزمون قرار می‌دهد:

H₀= مشاهدات فاقد رفتار افزایشی ـ کاهشی است؛

H₁= روند یکنواخت در امتداد زمان وجود دارد.

تغییرات دما

1- میانگین دمای سالانه و تغییرات آن

متوسط دمای سالانه ایستگاه همدید شیراز طی دوره آماری 2005-1951 برابر 75/17 درجه سانتیگراد است و با توجه به آزمون رگرسیون (Y 035/0+77/16 T=) روند کلی تغییر درجه حرارت در دوره مذبور افزایشی بوده است که این میزان برابر با 9/1 درجه سانتیگراد است که با افزایش زمان (سال) روند خطی در برای مثبت با ضریب همبستگی 64/0 از خود نشان می‌دهد. این آزمون روی ایستگاه فیروزآباد نیز صورت گرفت. با توجه به این آزمون (Y 019/0+2/18 T=) روند کلی تغییر درجه حرارت در دوره مذکور افزایشی بوده است که این میزان برابر با 74/0 درجه سانتیگراد است که با افزایش زمان (سال) روند خطی در برای مثبت از خود نشان می‌دهد.

برای بررسی وجود روند و برای آن در شیراز و پاسخ به این پرسش که آیا در طی دوره دما روند افزایشی از خود نشان می‌دهد، آزمون β را بر روی دمای سالانه شیراز انجام دادیم. در جواب به این سوال، باید آزمون H₀: β=0 را در برابر H₁=β>0 مورد نظر قرار دهیم. چون46/0 s²= و مقدار آماره آزمون عبارت است از 075/6t= و در جدول برای d. f = n-2 در سطح اطمینان 95 درصد برابر 67/1 است، بنابراین مقدار t ی مشاهده شده معنی دار است و H₀ رد می‌شود ؛ یعنی با افزایش زمان مقدار دما افزایش یافته است.

برای بررسی وجود روند و برای آن در فیروزآباد و پاسخ به همان سوال، آزمون β را بر روی دمای سالانه فیروزآباد نیز انجام دادیم. چون28/1 s²= و مقدار آماره آزمون عبارت است از 76/0t= و در جدول برای d. f = n-2 در سطح اطمینان 95 درصد برابر 314/1 است، بنابراین مقدار t ی مشاهده شده معنی دار است و H₀ رد می‌شود؛ یعنی با افزایش زمان مقدار دما افزایش یافته است.

به منظور بررسی نوسانهای دمای شیراز از مقادیر استاندارد شده Z استفاده شده است که این عامل بین حداقل1/2- تا حداکثر1/2+ در تغییر است(شکل 1).

شکل 1- مقادیر استاندارد شده z دمای متوسط سالانه شیراز و روند تغییرات آن طی دوره 2005-1951

از آنجایی که ضریب همبستگی بین دماهای سالانه در حد متوسط است، بنابراین برای بررسی دقیقتر با رسم شکل میانگین متحرک 5 ساله و برازش خط همبستگی پولی نومیال، کل دوره به دو دوره حرارتی مجزا تقسیم گردید(شکل 2).

شکل 2- میانگین متحرک پنج ساله دمای شیراز طی دوره 2005-1951

این دو دوره که اولی با کاهش دما و دوره دوم با افزایش دما همراه است به شرح زیر است(جدول 3):

الف) دوره 67-1951: در این دوره ضریب همبستگی بین دماهای سالانه 62/0- به دست آمده که نشان دهندۀ کاهش دمای سالیانه طی دوره مزبور است. این واقعیت را می‌توان در شکل 2 که میانگین‌های متحرک 5 ساله را نشان می‌دهد، مشاهده کرد. در این دوره میانگین دما 2/17 درجه و میزان کاهش دما حدود2/1- درجه است. حداقل دما به میزان 1/16 درجه درسال 1957 و حداکثر آن برابر 18 درجه درسال 1953 مشاهده شده است. برای بررسی وجود روند و برای آن در این دوره و پاسخ به این سوال که آیا دما در طی دروه روند کاهشی از خود نشان می‌دهد، آزمون β را بر روی دمای سالانه این دوره انجام دادیم. چون 205/0 s²= و مقدار آماره آزمون عبارت است از 98/2t= و در جدول برای d. f = n-2 در سطح اطمینان 95 درصد برابر 753/1 است، بنابراین، مقدار t ی مشاهده شده معنی دار است و H₀ رد می‌شود ؛ یعنی با افزایش زمان مقدار دما کاهش یافته است.

ب)دوره2005-1968: براساس شکل شماره 2 بعد از سال 1967 شاهد روند افزایشی دما هستیم که تا آخر دوره وجود دارد. میزان ضریب همبستگی طی این دوره 73/0+ است که همبستگی نسبتاً قویی را در برای مثبت از خود نشان می‌دهد. میانگین دمای این دوره 18 درجه است. میزان افزایش دمای این دوره بر طبق معادله رگرسیون 2/2+ درجه است. حداقل دما به میزان 9/15 درجه در سال1972 و حداکثر آن در سال 1999به میزان 6/19 درجه مشاهده شده است. یکی ازدلایل افزایش دمای این دوره 38 ساله در این شهررا می‌توان به افزایش فعالیتهای انسانی و توسعه روند سریع شهر نشینی آن دانست. برای بررسی وجود روند و برای آن در این دوره و پاسخ به این سوال که آیا دما طی دوره روند افزایشی از خود نشان می‌دهد، آزمون β را بر روی دمای سالانه این دوره انجام دادیم. در اینجا 37/0 s²= و مقدار آماره آزمون عبارت است از 6/6t= و در جدول برای d. f = n-2 در سطح اطمینان 95 درصد برابر 6905/1 است. بنابراین، مقدار t ی مشاهده شده معنی دار است و H₀ رد می‌شود ؛ یعنی با افزایش زمان مقدار دما افزایش یافته است.

جدول 3- تغییرات آماره‌های دما طی دو دوره دمایی تعیین شده در شیراز

جدول 4- تغییرات آماره‌های دما طی دو دوره دمایی تعیین شده در شیراز با استفاده از آزمون β

2- متوسط دمای فصلی و روند تغییرات آن در طی دوره 2005-1951

نتایج بررسی میانگین درجه حرارت فصلی و نحوه تغییرات آن طی دوره آماری 2005- 1951 در جدول 5 ارائه شده است. به طور کلی، روند تغییر درجه حرارت در هر چهار فصل روند افزایشی از خود نشان می‌دهد که این تغییرات و افزایش دما در فصول بهار وتابستان مشهود تر است. نکته قابل توجه میزان تغییرات و افزایش دمای فصول زمستان و به خصوص پاییز است. علل چنین تغییراتی می‌تواند ناشی از تغییراتی باشد که در الگوی گردش عمومی‌اتمسفر به وجود آمده است که بر اثر این تغییرات طول دوره فصول سرد کوتاه شده و دمای فصول افزایش یافته است. به عبارت دیگر، سامانه‌هایی که از خارج کشور بر اقلیم آن تاثیر می‌گذارند از نظر زمانی و مکانی دچار تغییراتی شده که از اهم این تغییرات می‌توان به نحوه تأثیر گذاری باد‌های غربی و پرفشار جنب حاره اشاره نمود؛ هر چند که نقش اثرات توسعه شهری را نیز نمی‌توان نادیده گرفت.

بر روی داده‌های دمای سالانه در طی این دوره آزمون β با فاصله اطمینان 95 درصد انجام شد و نتایج آن در جدول 5 آورده شده است.

جدول 5- میانگین دمای فصلی و سالانه شیراز و میزان تغییرات آن در دوره 2005-1951

نتایج بررسی دمای فصلی دو دوره حرارتی 1967-1951و 2005-1968 در جدول‌های 6 و7 درج شده است. همان طور که در جدول مشاهده می‌شود، در دوره اول(1967-1951)که دوره کاهش نامگذاری شده است، دمای هر چهار فصل روند کاهشی از خود نشان می‌دهدکه این میزان در پاییز با 2- درجه بیش از سایر فصول است و پس از آن بهار با 3/1- درجه در مقام دوم اهمیت قرار دارد.

اما در دوره دوم(2005-1968)هر چهار فصل روند افزایشی از خود نشان می‌دهند. میزان افزایش دما در فصل تابستان این دوره تقریبا برابر 3 درجه است و در بهار و پاییز افزایش دما تقریباً به یک اندازه است و فصل زمستان هم با 6/1 درجه میزان افزایش قابل توجهی را نشان می‌دهد.

جدول 6- میانگین و تغییرات دمای فصلی شیراز طی دوره 1967-1951

جدول 7- میانگین و تغییرات دمای فصلی شیراز طی دوره 2005-1968

میانگین متحرک 5 ساله دما و خط روند تغییرات و معادله آنها برای فصول سال طی دوره 2005-1951 در شکل 3 ارائه شده است. آنچه که از این شکل و معادله‌های آنها پیداست، روند افزایشی دما در طول چهار فصل و به ویژه در فصل گرم سال یعنی تابستان است. بر روی داده‌های دمای سالانه در طی این دو دوره نیز آزمون β با فاصله اطمینان 95 درصدانجام شد و نتایج آن در جدول‌های 6 و7 آورده شده است.

شکل 3- میانگین متحرک 5 ساله دمای سالانه و فصلی شیراز در دوره 2005-1951

تغییرات بارندگی

1- تغییرات بارندگی سالانه و نوسان‌های آن

متوسط بارندگی دوره 2005-1951 ایستگاه همدید شیراز 346 میلیمتر و انحراف معیارآن 36/131 میلیمتر به دست آمده است. به منظور بررسی نوسان‌های بارشهای سالانه ایستگاه شیراز از مقادیر استانداردشده z استفاده شده است که این عامل بین حداقل3/18- تا حداکثر7/26+ در تغییر بوده است(شکل 4).

در ابتدا به دلیل اینکه بارش دارای نوسان‌های قابل توجهی است و معمولاً از توزیع نرمال تبعیت نمی‌کند آزمون نکویی برازش بر روی داده‌های بارش انجام شد. آزمون نکویی برازش زمانی استفاده می‌شود که بخواهیم بررسی کنیم توزیع متغیر با توزیع نظری خاصی همگون است یا خیر؛ مثلاً آیا توزیع متغیر نرمال است؟ یا آیا توزیع متغیر یکنواخت است ؟ در این موارد از آزمون‌های توزیع داده‌ها استفاده می‌کنیم که عمدتاً از دو آزمون x² و آزمون کولموگورف ـ اسمیرنوف(KS)استفاده می‌شود. فرض صفر در این آزمون‌ها همگون بودن توزیع مشاهدات با توزیع آماره معینی است( داده‌ها از توزیع نرمال تبعیت می‌کند) که با حدس یا قراین مختلف آن را تعیین کرده ایم و فرض مخالف مناسب نبودن توزیع مورد نظر برای متغیر است( داده‌ها از توزیع نرمال تبعیت نمی‌کند) (مومنی، 1386: 188). در این پژوهش از آزمون کولموگورف ـ اسمیرنوف استفاده شده است. نتایج این آزمون بر روی سری بارش سالانه نشان می‌دهد که داده‌ها از توزیع نرمال تبعیت می‌کند و فرض صفر به دلیل اینکه سطح معنی داری آزمون (Sig=0. 568) بیش از 5 درصد است، تأیید می‌شود.

به دلیل اینکه داده‌های بارش سالانه ایستگاه همدید شیراز بر اساس آزمون نکویی برازش کولموگورف ـ اسمیرنوف از توزیع نرمال تبعیت می‌کند، ابتدا به بررسی تغییرات این آماره توسط آزمون رگرسیون بررسی گردید. برای محاسبه روند و میزان تغییرات بارندگی سالانه طی دوره فوق، از معادله خط رگرسیون استفاده شد و بر مبنای آن روند کاهشی بارندگی حدود 21- میلیمتر بر آورد شده است. پایین بودن ضریب همبستگی سالانه( ) حاکی از نوسانهای شدید بارش سالانه طی دوره 2005-1951 است. طی دوره مورد مطالعه سال 1966 با 96 میلیمتر حداقل بارش و سال 1954 با 711 میلیمتر حداکثر بارش سالانه را نشان می‌دهند. با بررسی شکل‌های 4 و 5 نیزکه میانگین متحرک 5 ساله بارش و روند تغییرات آن را نشان می‌دهد، می‌توان نتیجه گرفت که نوسان‌های بارندگی شیراز مهمتر و مشهودتر از روند تغییرات آن بوده و دامنه نوسان این آماره اقلیمی از شدت بسیار زیادی برخوردار است.

برای تحلیل دقیقتر تغییرات و روند سری زمانی بارش شیراز از آزمون رتبه‌ای مان ـ کندال نیز استفاده نمودیم. بر اساس روش مذکور میزان همبستگی رتبه‌ای بارش ـ زمان برای بارندگی شیراز 028/0 حاصل شده است. میزان آماره Z برابر با 07/2 و میزان سطح معنی داری در سطح اطمینان 95 درصد برابر 039/0 است. به دلیل اینکه سطح معنی داری کمتر از 5 درصد است، بنابراین فرض صفر تأیید می‌شود و داده‌های سری زمانی بارش شیراز دارای روند نیست.

برای بررسی دقیقتر روند تغییرات بارندگی با استفاده از برازش خط رگرسیون پولی نومیال به میانگین متحرک 5 ساله بارش سالانه، کل دوره مورد مطالعه به دو دوره تقسیم شد. دوره اول از 82-1951 است، دوره کاهش بارش و دوره دوم از سال 1983 تا 2005 یک روند تقریبی افزایش بارش را نشان می‌دهد.

الف) دوره اول(1982-1951): در این دوره میانگین بارش شیراز 347 میلیمتر است. ضریب همبستگی پیرسون به دست آمده برابر 215/0- است که روند کاهشی بارش را با افزایش زمان به صورت تقریبی نشان می‌دهد. میزان کاهش بارش در این دوره 5/109- میلیمتر بوده است. حداقل بارش این دوره 96 میلیمتر در سال1966 رخ داده که بیانگر یک دوره خشکسالی است و حداکثر آن در سال1954 رخ داده که نشان دهندۀ یک دوره کوتاه مرطوب است. این اعداد بیانگر دامنه تغییرات و نوسانهای زیاد بارش سالانه در این دوره است. میزان همبستگی رتبه‌ای بارش ـ زمان (آزمون مان ـ کندال) برا ی بارندگی این دوره 048/0 - حاصل شده است. میزان آماره Z برابر با 97/1 و میزان سطح معنی داری در سطح اطمینان 95 درصد برابر 048/0 است. به دلیل اینکه سطح معنی داری نزدیک به 5 درصد است، بنابراین فرض یک تأیید می‌شود و داده‌های سری زمانی بارش این دوره دارای روند کاهشی است.

ب ) دوره دوم (2005-1983): میانگین بارش این دوره برابر 346 میلیمتر است که با میانگین کل دوره 2005-1951برابری می‌کند. علامت مثبت ضریب همبستگی( )، اگر چه مقدار همبستگی ضعیفی را نشان می‌دهد، بیانگر افزایش بارش سالانه در این دوره است که با افزایش دمای سالانه دوره دوم (2005-1968) تقریباً هماهنگ است. میزان افزایش بارش این دوره که از معادله خط رگرسیون به دست آمده، برابر 100 میلیمتر است. حداقل بارش این دوره برابر 192 میلیمتر است که در سال 1983 رخ داده که بیانگر یک دوره خشکسالی کوتاه مدت است و حداکثر بارش سالانه به میزان622میلیمتر در سال 2004 به وقوع پیوسته است. دامنه تغییرات بارش سالانه در این دوره هم زیاد است که باز حاکی از نوسانهای شدید این آماره اقلیمی است.

میزان همبستگی رتبه‌ای بارش ـ زمان (آزمون مان ـ کندال) برا ی بارندگی این دوره 162/0 + حاصل شده است. میزان آماره Z برابر با 085/0و میزان سطح معنی داری در سطح اطمینان 95 درصد برابر 825/0 است. به دلیل اینکه سطح معنی داری بیش از 5 درصد است، بنابراین فرض یک تأیید می‌شود و داده‌های سری زمانی بارش این دوره دارای روند افزایشی است.

جدول 8- تغییرات آماره‌های بارش شیراز طی دوره‌های بارشی تعیین شده از طریق همبستگی پیرسون

شکل 4- مقادیر استاندارد شده z بارش متوسط سالانه شیراز و روند تغییرات آن طی دوره 2005-1951

شکل 5- میانگین متحرک 5 ساله بارش شیراز وروندتغییرات آن دردوره 2005-1951

1- بارندگی فصلی و تغییرات آن

جدول 9 نشان می‌دهد که در دوره 55 ساله 2005-1951 بارندگی فصل زمستان دارای روند افزایشی است اما سایر فصول از روند کاهشی برخوردارند. میزان افزایش بارش در فصل زمستان در کل دوره که از معادله خط رگرسیون به دست آمده است 7/8+ میلیمتر است و میانگین بارش این فصل هم در کل دوره5/66 میلیمتر است. فصول پاییز و تابستان به یک اندازه کاهش از خود نشان می‌دهندکه برابر 3/6- میلیمتر است. اما کاهش در فصل بهار که سومین فصل بارش شیراز است، تقریباً ناچیز و حدود4/0- میلیمتر است.

میزان همبستگی رتبه‌ای بارش ـ زمان (آزمون مان ـ کندال) برای بارندگی فصل زمستان 094/0 + حاصل شده است. میزان آماره Z برابر با 46/1 و میزان سطح معنی داری در سطح اطمینان 95 درصد برابر 126/0 است. به دلیل اینکه سطح معنی داری بیش از 5 درصد است، بنابراین فرض یک تأیید می‌شود و داده‌های سری زمانی بارش این دوره دارای روند افزایشی است.

میزان همبستگی رتبه‌ای بارش ـ زمان (آزمون مان ـ کندال) برا ی بارندگی فصل بهار 147/0 - حاصل شده است. میزان آماره Z برابر با 565/0- و میزان سطح معنی داری در سطح اطمینان 95 درصد برابر 645/0 است. به دلیل اینکه سطح معنی داری بیش از 5 درصد است، بنابراین فرض یک تأیید می‌شود و داده‌های سری زمانی بارش این دوره دارای روند کاهشی است.

میزان همبستگی رتبه‌ای بارش ـ زمان (آزمون مان ـ کندال) برا ی بارندگی فصل تابستان 012/0 + حاصل شده است. میزان آماره Z برابر با 169/0- و میزان سطح معنی داری در سطح اطمینان 95 درصد نیز برابر 1 است. به دلیل اینکه سطح معنی داری بیش از 5 درصد است، بنابراین فرض یک تأیید می‌شود و داده‌های سری زمانی بارش این دوره دارای روند کاهشی است.

میزان همبستگی رتبه‌ای بارش ـ زمان (آزمون مان ـ کندال) برا ی بارندگی فصل پاییز 001/0 + حاصل شده است. میزان آماره Z برابر با 965/0- و میزان سطح معنی داری در سطح اطمینان 95 درصد برابر 399/0 است. به دلیل اینکه سطح معنی داری بیش از 5 درصد است، بنابراین فرض یک تأیید می‌شود و داده‌های سری زمانی بارش این دوره دارای روند کاهشی است.

جدول 9- میانگین بارش فصلی و سالانه شیراز و تغییرات آن در دوره 2005-1951

به منظور تعیین نوسانهای دوره‌ای بارندگی فصلی، میانگین متحرک 5 ساله بارش و معادله خط رگرسیون برای فصول پر بارش سال محاسبه و شکل 7 تهیه و ترسیم گردیده است. همان طور که خطوط رگرسیون و معادله آنها نشان می‌دهد، فصول بهار و پاییز روند کاهشی از خود نشان می‌دهند، اما بارش فصل زمستان روند افزایشی از خود نشان می‌دهد. به عبارت دیگر، بارش سالانه متمرکزتر شده است و در طول دوره کوتاهی از سال ریزش می‌کند.

شکل 7- میانگین‌های متحرک بارش فصلی شیراز طی دوره 2005-1951

مقایسه میانگین‌های متحرک 5 ساله فصلی(شکل6) و میانگین متحرک 5 ساله بارش سالانه (شکل5) روشن می‌سازد که دوره‌های خشکسالی و ترسالی فصل زمستان و پاییز با تغییرات بارش سالانه همخوانی دارد، در صورتی که روند تغییرات دوره‌ای بارش فصل بهار با نوسان‌های دوره‌ای بارش سالانه مطابقت کمتری دارد.

همان طور که در جدول 10 نیز پیداست، در دوره اول(82-1951)بارش به غیراز فصل زمستان در طول هر سه فصل دیگر روند کاهشی از خود نشان می‌دهد، اما در دوره دوم تنها فصل بهار است که روند کاهشی دارد و سایر فصول از روند افزایشی برخوردارند.

جدول 10- میانگین. تغییرات بارش فصلی شیراز در دوره‌های بارشی تعیین شده