بخشی از مقاله
ﭼﮑﯿﺪه
ﺑﻪ ﻣﻨﻈﻮر ارزﯾﺎﺑﯽ آﻣﺎری روﻧﺪ ﺗﻐﯿﯿﺮات زﻣﺎﻧﯽ وﻗﻮع ﮔﺮد و ﻏﺒﺎرﻫﺎ و ارزﯾﺎﺑﯽ ﮐﺎراﯾﯽ روﺷﻪ_ای آﻣﺎری ﻧﺎﭘﺎراﻣﺘﺮی در ﺗﺤﻠﯿﻞ روﻧﺪ روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری از داده^ﻫﺎی ۴۶ ﺳﺎﻟﻪ ﺗﻌﺪاد روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری اﺳﺘﻔﺎده ﺷﺪ. دو روش آﻣﺎری ﻧﺎﭘﺎراﻣﺘﺮی ﻣﺎن-ﮐﻨﺪال و ﺳﻦ اﺳﺘﯿﻤﯿﺘﻮر ﺑﺮای ﺗﺤﻠﯿﻞ روﻧﺪ داده_ﻫﺎ اﻧﺘﺨﺎب ﮔﺮدﯾﺪ.
ﻧﺘﺎﯾﺞ ﻧﺸﺎن داد ﮐﻪ ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ ﮔﺴﺴﺘﻪ ﺑﻮدن ﻣﺎﻫﯿﺖ داده^ﻫﺎ، روﺷﻬﺎی آﻣﺎری ﻣﺬﮐﻮر ﮐﺎرآﯾﯽ ﺑﺴﯿﺎر ﻣﻨﺎﺳﺒﯽ ﺑﺮای ﺗﺤﻠﯿﻞ ﻣﻌﻨﯽ_داری روﻧﺪ ﺗﻐﯿﯿﺮات ﭘﺎراﻣﺘﺮﻫﺎی آب و ﻫﻮاﯾﯽ دارﻧﺪ. در اﯾﻦ ﻣﻄﺎﻟﻌﻪ ﻣﺸﺨﺺ ﮔﺮدﯾﺪ ﻓﺮاواﻧﯽ روزﻫﺎی ﻫﻤﺮاه ﺑﺎ ﮔﺮد و ﻏﺒﺎر روﻧﺪ اﻓﺰاﯾﺸﯽ ﻣﻌﻨﯽ_داری را در ﺳﻄﺢ اﻃﻤﯿﻨﺎن %٩٩ - اﻧﺪازه ﺷﺎﺧﺺ ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﺷﺪه: ٣/٩١ - داﺷﺘﻪ اﺳﺖ. ﻫﻤﭽﻨﯿﻦ ﺑﮑﺎرﮔﯿﺮی آﻣﺎره ﺳﻦ اﺳﺘﯿﻤﯿﺘﻮر اﺳﻠﻮپ ﻣﺸﺨﺺ ﮐﺮد ﮐﻪ ﻓﺮاواﻧﯽ روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری ﺗﺒﺮﯾﺰ ﺑﺎ آﻫﻨﮓ ٠/٣ در ﻫﺮ ﺳﺎل - و ﯾﺎ ﺑﺎ ﺳﺮﻋﺖ ٣ روز در ﻫﺮ دﻫﻪ - روﻧﺪ اﻓﺰاﯾﺸﯽ داﺷﺘﻪ اﺳﺖ.
١. ﭘﻴﺶ ﮔﻔﺘﺎر
ﭘﺪﯾﺪه ﮔﺮد و ﻏﺒﺎر ﯾﮑﯽ از ﺑﻼﯾﺎی ﺟﻮی-اﻗﻠﯿﻤﯽ اﺳﺖ ﮐﻪ وﻗﻮع آن ﺑﺎﻋﺚ وارد ﺷﺪن ﺧﺴﺎرت_ﻫﺎﯾﯽ در زﻣﯿﻨﻪ زﯾﺴﺖ N_ﻣﺤﯿﻄﯽ و ﺑﺮوز ﯾﺎ ﺗﺸﺪﯾﺪ ﺑﯿﻤﺎری^_ﻫﺎی ﺗﻨﻔﺴﯽ و ﻗﻠﺒﯽ، ﺗﺮاﻓﯿﮏ ﻫﻮاﯾﯽ و زﻣﯿﻨﯽ، ﮔﺮدﺷﮕﺮی، ﮐﺸﺎورزی و ... ﻣﯽy_ﮔﺮدد. اﯾﺴﺘﮕﺎه ﻫﻮاﺷﻨﺎﺳﯽ ﺳﯿﻨﻮﭘﺘﯿﮏ ﻣﻮرد ﻣﻄﺎﻟﻌﻪ در داﺧﻞ ﻓﺮودﮔﺎه ﺑﯿﻦ_·اﻟﻤﻠﻠﯽ ﺗﺒﺮﯾﺰ واﻗﻊ در ﺷﻤﺎل~_ﻏﺮب آن ﺷﻬﺮ و در ﻣﻮﻗﻌﯿﺖ ﺟﻐﺮاﻓﯿﺎﯾﯽ ١٧/۶۴ درﺟﻪ ﻃﻮل ﺷﺮﻗﯽ و ۵٠/٣٨ درﺟﻪ ﻋﺮض ﺷﻤﺎﻟﯽ ﻗﺮار دارد.
دوره Kی آﻣﺎری ﻣﻮرد اﺳﺘﻔﺎده ﻓﺎﺻﻠﻪ ﺳﺎل^ﻫﺎی ١۵١٩ ﻣﯿﻼدی ﺗﺎ ۴٢٠١ - ۴۶ ﺳﺎل - اﻧﺘﺨﺎب ﮔﺮدﯾﺪ. ﺑﺮای ارزﯾﺎﺑﯽ ﻣﻌﻨﯽ_]داری ﯾﺎ ﻋﺪم ﻣﻌﻨﯽ_]داری روﻧﺪ ﺗﻐﯿﯿﺮات از آﻣﺎره^_ﻫﺎی ﻧﺎﭘﺎراﻣﺘﺮﯾﮏ ﻣﺎن-ﮐﻨﺪال و ﺳﻦ اﺳﺘﯿﻤﯿﺘﻮر اﺳﻠﻮپ اﺳﺘﻔﺎده ﺷﺪ. آزﻣﻮن ﻣﺎن-ﮐﻨﺪال اﺑﺘﺪا ﺗﻮﺳﻂ ﻣﺎن - ﯾﺎ ﻣﻦ - ١ - ۵۴١٩ - اراﺋﻪ و ﺳﭙﺲ ﺗﻮﺳﻂ ﮐﻨﺪال٢ - ۵١٩٧ - ﺑﺴﻂ و ﺗﻮﺳﻌﻪ. ﯾﺎﻓﺖازﻧﻘﺎط]۶[ﻗﻮت اﯾﻦ روش ﻣﯽ_Áﺗﻮان ﺑﻪ ﻣﻨﺎﺳﺐ ﺑﻮدن ﮐﺎرﺑﺮد آن ﺑﺮای ﺳﺮی^_ﻫﺎی زﻣﺎﻧﯽ_]ای ﮐﻪ از ﺗﻮزﯾﻊ آﻣﺎری ﺧﺎﺻﯽ ﭘﯿﺮوی ﻧﻤﯽ_»ﮐﻨﻨﺪ اﺷﺎره ﻧﻤﻮد.
اﺛﺮﭘﺬﯾﺮی ﻧﺎﭼﯿﺰ اﯾﻦ روش از ﻣﻘﺎدﯾﺮ ﺣﺪی ﮐﻪ در ﺑﺮﺧﯽ از ﺳﺮی^_ﻫﺎی زﻣﺎﻧﯽ ﻣﺸﺎﻫﺪه ﻣﯽy_ﮔﺮدﻧﺪ ﻧﯿﺰ از دﯾﮕﺮ ﻣﺰاﯾﺎی اﺳﺘﻔﺎده از اﯾﻦ روش اﺳﺖ ]٧.[ ﻓﺮض ﺻﻔﺮ - ٠ - H اﯾﻦ آزﻣﻮن ﺑﺮ ﺗﺼﺎدﻓﯽ ﺑﻮدن و ﻋﺪم وﺟﻮد روﻧﺪ در ﺳﺮی داده_¾ﻫﺎ دﻻﻟﺖ دارد و ﭘﺬﯾﺮش ﻓﺮض ﯾﮏ - ١ - H دال ﺑﺮ وﺟﻮد روﻧﺪ در ﺳﺮی داده_¾ﻫﺎ اﺳﺖ. ﻣﺮاﺣﻞ ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ آﻣﺎره اﯾﻦ آزﻣﻮن ﺑﻪ ﺷﺮح زﯾﺮ اﺳﺖ:
اﻟﻒ- ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ اﺧﺘﻼف ﺑﯿﻦ ﺗﮏ ﺗﮏ ﻣﺸﺎﻫﺪات ﺑﺎ ﻫﻤﺪﯾﮕﺮ و اﻋﻤﺎل ﺗﺎﺑﻊ ﻋﻼﻣﺖ و اﺳﺘﺨﺮاج ﭘﺎراﻣﺘﺮ S ﺑﻪ ﺷﺮح زﯾﺮ:
ﮐﻪ n ﺗﻌﺪاد ﻣﺸﺎﻫﺪات ﺳﺮی، x j و xkﺑﻪ ﺗﺮﺗﯿﺐ داده^ﻫﺎی j ام و kام ﺳﺮی ﻣﯽ_ﺑﺎﺷﻨﺪ. ﺗﺎﺑﻊ ﻋﻼﻣﺖ ﻧﯿﺰ ﺑﻪ ﺷﺮح زﯾﺮ ﻗﺎﺑﻞ ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ اﺳﺖ:
ب- ﺑﻪ دﻟﯿﻞ اﯾﻨﮑﻪ ﻫﻤﻪ اﯾﺴﺘﮕﺎه_ﻫﺎ دارای ﺑﯿﺶ از ٢٠ ﺳﺎل آﻣﺎر ﻫﺴﺘﻨﺪ از راﺑﻄﻪ زﯾﺮ ﺑﺮای ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ وارﯾﺎﻧﺲ اﺳﺘﻔﺎده ﺷﺪه اﺳﺖ:
ﮐﻪ ﺗﻌﺪادn داده^ﻫﺎی ﻣﺸﺎﻫﺪه_ای و mﻣﻌﺮف ﺗﻌﺪاد ﺳﺮی_ﻫﺎﯾﯽ اﺳﺖ ﮐﻪ در آﻧﻬﺎ ﺣﺪاﻗﻞ ﯾﮏ داده ﺗﮑﺮاری وﺟﻮد دارد. ﻧﯿﺰt ﺑﯿﺎﻧﮕﺮ ﻓﺮاواﻧﯽ داده^ﻫﺎی ﺑﺎ ارزش ﯾﮑﺴﺎن ﻣﯽﺑﺎﺷﺪ.
ج- اﺳﺘﺨﺮاج آﻣﺎرهKی Z ﺑﻪ ﮐﻤﮏ ﯾﮑﯽ از رواﺑﻂ زﯾﺮ:
در ﯾﮏ آزﻣﻮن دو داﻣﻨﻪ ﺟﻬﺖ روﻧﺪﯾﺎﺑﯽ ﺳﺮی داده^ﻫﺎ، ﻓﺮض ﺻﻔﺮ در ﺻﻮرﺗﯽ ﭘﺬﯾﺮﻓﺘﻪ ﻣﯽÁﺷﻮد ﮐﻪ راﺑﻄﻪ زﯾﺮ ﺑﺮﻗﺮار ﺑﺎﺷﺪ: - ۵ - ۲jZj _ Za=
ﮐﻪ aﺳﻄﺢ ﻣﻌﻨﯽ_داری اﺳﺖ ﮐﻪ ﺑﺮای آزﻣﻮن در ﻧﻈﺮ ﮔﺮﻓﺘﻪ ﻣﯽÁﺷﻮد و Zaآﻣﺎره ﺗﻮزﯾﻊ ﻧﺮﻣﺎل اﺳﺘﺎﻧﺪارد در ﺳﻄﺢ ﻣﻌﻨﯽ]دار aﻣﯽ_ﺑﺎﺷﺪ ﮐﻪ ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ دو داﻣﻨﻪ ﺑﻮدن آزﻣﻮن، از ۲a= اﺳﺘﻔﺎده ﺷﺪه اﺳﺖ. در اﯾﻦ آزﻣﻮن ﺳﻄﺢ اﻃﻤﯿﻨﺎن %۵٩ و %٩٩ ﻣﻮرد اﺳﺘﻔﺎده ﻗﺮار ﻣﯽ~ﮔﯿﺮد. در ﺻﻮرﺗﯽ ﮐﻪ آﻣﺎره Zﻣﺜﺒﺖ ﺑﺎﺷﺪ روﻧﺪ داده_ﻫﺎ ﺻﻌﻮدی و در ﺻﻮرت ﻣﻨﻔﯽ ﺑﻮدن آن روﻧﺪ ﻧﺰوﻟﯽ ﺧﻮاﻫﺪ ﺑﻮد
در روش ﺳﻨﺲ اﺳﺘﯿﻤﯿﺘﻮر اﺳﻠﻮپ٣ﻧﯿﺰ ﻫﻤﺎﻧﻨﺪ روش ﻣﻦ-ﮐﻨﺪال از ﺗﺤﻠﯿﻞ ﺗﻔﺎوت ﺑﯿﻦ ﻣﺸﺎﻫﺪات ﯾﮏ ﺳﺮی زﻣﺎﻧﯽ ﺑﻬﺮه ﮔﺮﻓﺘﻪ ﻣﯽ_ﺷﻮد. اﺳﺎس اﯾﻦ روش ﺑﺮ ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﯾﮏ ﺷﯿﺐ ﻣﯿﺎﻧﻪ ﺑﺮای ﺳﺮی زﻣﺎﻧﯽ و ﻗﻀﺎوت ﻧﻤﻮدن در ﻣﻮرد ﻣﻌﻨﯽ_داری ﺷﯿﺐ ﺑﺪﺳﺖ آﻣﺪه در ﺳﻄﻮح اﻋﺘﻤﺎد ﻣﺨﺘﻠﻒ اﺳﺘﻮار اﺳﺖ. ﻣﺮاﺣﻞ ﮐﻠﯽ اﻧﺠﺎم اﯾﻦ آزﻣﻮن ﺑﻪ ﺷﺮح زﯾﺮ اﺳﺖ:
اﻟﻒ- ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﺷﯿﺐ ﺑﯿﻦ ﻫﺮ ﺟﻔﺖ دادهKی ﻣﺸﺎﻫﺪه_ای ﺑﺎ اﺳﺘﻔﺎده از راﺑﻄﻪ زﯾﺮ:
ﮐﻪ در آن Xt و Xsﺑﻪ ﺗﺮﺗﯿﺐ داده^ﻫﺎی ﻣﺸﺎﻫﺪه_ای در زﻣﺎﻧﻬﺎی t و s ﮐﻪ t ﯾﮏ واﺣﺪ زﻣﺎﻧﯽ ﺑﻌﺪ از زﻣﺎناﺳﺖ.s ﺑﺎ اﻋﻤﺎل راﺑﻄﻪ - ۶ - ﺑﺮای ﻫﺮ ﺟﻔﺖ داده ﻣﺸﺎﻫﺪهKای، ﯾﮏ ﺳﺮی زﻣﺎﻧﯽ از ﺷﯿﺐ^ﻫﺎی ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﺷﺪه ﺣﺎﺻﻞ ﻣﯽÁﺷﻮد ﮐﻪ از ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﻣﯿﺎﻧﻪ اﯾﻦ ﺳﺮی زﻣﺎﻧﯽ ﺷﯿﺐ ﺧﻂ روﻧﺪ - Qmed - ﺑﻪ دﺳﺖ ﻣﯽ_آﯾﺪ. ﻣﻘﺪار ﻣﺜﺒﺖ - Qmed - ﺣﺎﮐﯽ از روﻧﺪ ﺻﻌﻮدی و ﻣﻘﺪار ﻣﻨﻔﯽ آن دال ﺑﺮ ﻧﺰوﻟﯽ ﺑﻮدن روﻧﺪ ﻣﯽﺑﺎﺷﺪ.
ب- ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﭘﺎراﻣﺘﺮ Ca در ﺳﻄﻮح اﻋﺘﻤﺎد ﻣﻮرد آزﻣﻮن ﺑﻪ ﮐﻤﮏ راﺑﻄﻪ زﯾﺮ:
ﮐﻪ در آن Zآﻣﺎره ﺗﻮزﯾﻊ ﻧﺮﻣﺎل اﺳﺘﺎﻧﺪارد ﻣﯽ_ﺑﺎﺷﺪ و در ﯾﮏ آزﻣﻮن دو داﻣﻨﻪ ﺑﺴﺘﻪ ﺑﻪ ﺳﻄﻮح اﻋﺘﻤﺎد ﻣﻮرد آزﻣﻮن ﻣﯽ]ﺗﻮاﻧﺪ ﻣﻘﺎدﯾﺮ ﻣﺨﺘﻠﻔﯽ را ﺑﻪ ﺧﻮد ﺑﮕﯿﺮد. اﯾﻦ آﻣﺎره ﺑﺮای ﺳﻄﻮح اﻃﻤﯿﻨﺎن %۵٩ و %٩٩ ﺑﻪ ﺗﺮﺗﯿﺐ ﺑﺮاﺑﺮ ﺑﺎ ۶٩/١ و ٨۵/٢ در ﻧﻈﺮ ﮔﺮﻓﺘﻪ ﻣﯽ_ﺷﻮد.
ج- ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﺣﺪود اﻋﺘﻤﺎد ﺑﺎﻻ و ﭘﺎﯾﯿﻦ - ۱M و ۲ - M از ﻃﺮﯾﻖ راﺑﻄﻪ زﯾﺮ:
د- ﻣﺮﺣﻠﻪ ﻧﻬﺎﯾﯽ اﯾﻦ روش، آزﻣﻮن ﻧﻤﻮدن ﺣﺪود اﻋﺘﻤﺎد ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﺷﺪه اﺳﺖ. ﺑﻪ اﯾﻦ ﺗﺮﺗﯿﺐ ﮐﻪ از ﺑﯿﻦ ﺷﯿﺐ^ﻫﺎی ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﺷﺪه ﺗﻮﺳﻂ راﺑﻄﻪ - ۶ - ۱M اﻣﯿﻦ و - ۱ + ۲ - M اﻣﯿﻦ ﺷﯿﺐ_ﻫﺎ اﺳﺘﺨﺮاج ﻣﯽ_ﮔﺮدﻧﺪ. در ﺻﻮرﺗﯽ ﮐﻪ ﻋﺪد ﺻﻔﺮ در داﻣﻨﻪ ﺑﯿﻦ دو ﺷﯿﺐ اﺳﺘﺨﺮاج ﺷﺪه ﻓﻮق ﻗﺮار ﺑﮕﯿﺮد ﻓﺮض ﺻﻔﺮ ﭘﺬﯾﺮﻓﺘﻪ ﺷﺪه و ﺑﺮ ﺳﺮی زﻣﺎﻧﯽ ﻣﻮرد آزﻣﻮن ﻧﻤﯽ_ﺗﻮان ﻫﯿﭻ_ﮔﻮﻧﻪ روﻧﺪی را در ﺳﻄﺢ اﻋﺘﻤﺎد ﺑﮑﺎر ﮔﺮﻓﺘﻪ ﺷﺪه ﻧﺴﺒﺖ داد. در ﻏﯿﺮ اﯾﻦ ﺻﻮرت ﻓﺮض ﺻﻔﺮ رد ﺷﺪه و ﻣﯽ_ﺗﻮان ﭘﺬﯾﺮﻓﺖ ﮐﻪ ﺳﺮی زﻣﺎﻧﯽ دارای روﻧﺪ ﻣﻌﻨﯽ_داری در ﺳﻄﺢ اﻋﺘﻤﺎد ﻣﻮرد آزﻣﻮن ﻣﯽ_ﺑﺎﺷﺪ
٢. ﯾﺎﻓﺘﻪ ﻫﺎی ﺗﺤﻘﯿﻖ
ﺑﺮای داده^ﻫﺎی اﯾﺴﺘﮕﺎه ﻫﻮاﺷﻨﺎﺳﯽ ﺗﺒﺮﯾﺰ در اﺑﺘﺪا آﻣﺎره^ﻫﺎی دو آزﻣﻮن ﻧﺎﭘﺎراﻣﺘﺮی ﻣﺎن-ﮐﻨﺪال و ﺳﻦ اﺳﺘﯿﻤﯿﺘﻮر ﺑﺮای ﺟﻤﻊ ﺗﻌﺪاد روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری در ﻣﻘﯿﺎس ﺳﺎﻻﻧﻪ ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﮔﺮدﯾﺪ. ﺳﭙﺲ ﻣﻌﻨﯽ_داری ﻧﺘﺎﯾﺞ اﯾﻦ آﻣﺎره_ﻫﺎ در ﺳﻄﻮح اﻃﻤﯿﻨﺎن %۵٩ و %٩٩ ﻣﻮرد آزﻣﻮن ﻗﺮار ﮔﺮﻓﺖ ﮐﻪ ﻧﺘﯿﺠﻪ آن در ﺟﺪول ﺷﻤﺎره ﯾﮏ درج ﮔﺮدﯾﺪه اﺳﺖ. ﭼﻨﺎﻧﭽﻪ در ﺟﺪول ﻣﺸﺨﺺ اﺳﺖ روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری ﺳﺎﻻﻧﻪKی ﺷﻬﺮ ﺗﺒﺮﯾﺰ ﺑﺮ اﺳﺎس ﻫﺮ دو روش آﻣﺎری ﻣﻮرد ﻣﻄﺎﻟﻌﻪ، روﻧﺪ اﻓﺰاﯾﺸﯽ در ﺳﻄﺢ ﻣﻌﻨﯽ-داری %٩٩ را اﺛﺒﺎت ﻣﯽ»ﮐﻨﻨﺪ.
ﺟﺪول ﺷﻤﺎره ١- ﻧﺘﺎﯾﺞ ﺣﺎﺻﻞ از اﺟﺮای آزﻣﻮن ﻣﺎن-ﮐﻨﺪال و ﺳﻨﺲ اﺳﺘﯿﻤﯿﺘﻮر در ﺳﻄﻮح اﻃﻤﯿﻨﺎن ۵٩ و ٩٩ درﺻﺪ ﺑﺮای اﯾﺴﺘﮕﺎه ﻫﻮاﺷﻨﺎﺳﯽ ﺗﺒﺮﯾﺰ. ** - وﺟﻮد روﻧﺪ در ﺳﻄﺢ اﻃﻤﯿﻨﺎن ٩٩ درﺻﺪ و *وﺟﻮد روﻧﺪ در ﺳﻄﺢ اﻃﻤﯿﻨﺎن ۵٩ درﺻﺪ را ﻧﺸﺎن ﻣﯽ_دﻫﺪ -
در اﯾﻦ ﺑﺨﺶ ﻓﺮاواﻧﯽ وﻗﻮع ﮔﺮد و ﻏﺒﺎرﻫﺎ در اﯾﺴﺘﮕﺎه ﻣﻮرد ﻣﻄﺎﻟﻌﻪ ﺗﻐﯿﯿﺮات ﺳﺎل ﺑﻪ ﺳﺎل در ﺷﮑﻞ١ ﻧﺸﺎن داده ﺷﺪه اﺳﺖ. ﻫﻤﺎﻧﻄﻮر ﮐﻪ در ﺷﮑﻞ ﻧﯿﺰ ﻣﺸﺨﺺ اﺳﺖ ﻣﯿﺎﻧﮕﯿﻦ روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری ﺗﺒﺮﯾﺰ ﺣﺪود ٢٠ روز در ﺳﺎل ﻣﺤﺎﺳﺒﻪ ﺷﺪه اﺳﺖ. ﺳﺎﻟﻬﺎی ۴۵١٩ و ١٩٩٨ ﺑﺎ ١ و ٢ روز ﮐﻤﺘﺮﯾﻦ ﻓﺮاواﻧﯽ روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری در ﺷﻬﺮ ﺗﺒﺮﯾﺰ ﺑﻮده اﺳﺖ، در ﺣﺎﻟﯿﮑﻪ ﻓﺮاواﻧﯽ وﻗﻮع اﯾﻦ ﭘﺪﯾﺪه در ﺳﺎﻟﻬﺎی ١٩٧٧ و ٢٠٠٩ ﺑﻪ ٢۵ و ٧٠ روز رﺳﯿﺪه اﺳﺖ. در ﺑﺮرﺳﯽ ﻓﺮاواﻧﯽ وﻗﻮع ﮔﺮد و ﻏﺒﺎرﻫﺎ در ﺷﻬﺮ ﺗﺒﺮﯾﺰ در ١۶ ﺳﺎل ﮔﺬﺷﺘﻪ؛ ٢ دورهKی ﮐﺎﻫﺸﯽ؛ ٢ دورهKی اﻓﺰاﯾﺸﯽ و ٢ دوره ﺑﺎ ﻓﺮاواﻧﯽ ﻣﺘﻮﺳﻂ ﻗﺎﺑﻞ ﺷﻨﺎﺳﺎﯾﯽ اﺳﺖ. در ﺳﺎﻟﻬﺎی دﻫﻪﻫﺎی ٠۵١٩ و ١٩٩٠ ﺗﻌﺪاد روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری در ﺣﺪاﻗﻞ ﺑﻮده - ﮐﻤﺘﺮ از ﻣﯿﺎﻧﮕﯿﻦ - اﺳﺖ.
وﻟﯽ در دو دوره_ی - ١٩٧٧ ﺗﺎ ١٩٨٧ - و ﭼﻬﺎر ﺳﺎل آﺧﺮ دوره آﻣﺎری ﻣﻮرد ﻣﻄﺎﻟﻌﻪ - ٢٠٠٨ ﺗﺎ ٢٠١١ - ﻓﺮاواﻧﯽ روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری ﺑﻪ ﻃﻮر ﻗﺎﺑﻞ ﻣﻼﺣﻈﻪ_ای ﺑﯿﺸﺘﺮ از ﻣﯿﺎﻧﮕﯿﻦ ﺑﻮده اﺳﺖ. در اﯾﻦ ﻣﯿﺎن ﺳﺎل ٢٠٠٩ ﺑﺎ داﺷﺘﻦ ٧٠ روز ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری ﺑﯿﺸﺘﺮﯾﻦ ﻓﺮاواﻧﯽ را ﺑﻪ ﺧﻮد اﺧﺘﺼﺎص داده اﺳﺖ ﺑﻪ ﻃﻮری ﮐﻪ ﻣﯽ_ﺗﻮان ﺳﺎل ٢٠٠٩ را ﺳﺎل ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری ﺷﻬﺮ
ﺗﺒﺮﯾﺰ ﻧﺎﻣﯿﺪ. دورهﻫﺎی - ٠۶١٩ ﺗﺎ ۶١٩٧ - و - ٢٠٠٠ ﺗﺎ ٢٠٠٧ - دوره^ﻫﺎی ﮔﺮدوﻏﺒﺎری ﻣﺘﻮﺳﻂ ﺗﺒﺮﯾﺰ ﺑﻮده_اﻧﺪ.
ﺷﮑﻞ ﺷﻤﺎره ١- ﻧﻤﻮدار ﺗﻐﯿﯿﺮات ﺳﺎل ﺑﻪ ﺳﺎل ﻓﺮاواﻧﯽ روزﻫﺎی ﮔﺮدوﻏﺒﺎری اﯾﺴﺘﮕﺎه ﺗﺒﺮﯾﺰ در ﻓﺎﺻﻠﻪ زﻣﺎﻧﯽ ١۵١٩ ﺗﺎ ۴٢٠١
ﻣﺤﯿﻄﯽ ﮐﻪ ﺷﻬﺮ ﺗﺒﺮﯾﺰ در آن واﻗﻊ ﺷﺪه اﺳﺖ از ﻧﻈﺮ اﻗﻠﯿﻤﯽ ﺑﺮای ﺗﻮﻟﯿﺪ ﮔﺮد و ﻏﺒﺎرﻫﺎ ﻣﻨﺎﺳﺐ ﻧﯿﺴﺖ وﻟﯽ در اﯾﻦ ﻣﻨﻄﻘﻪ وﻗﻮع ﺧﺸﮑﺴﺎﻟﯽ^ﻫﺎی ﭘﯽ در ﭘﯽ در ﺳﺎﻟﻬﺎی اﺧﯿﺮ، ﺗﻐﯿﯿﺮ رﻓﺘﺎر ﺟﺮﯾﺎﻧﻬﺎی ﺟﻮی اﯾﺠﺎد ﮐﻨﻨﺪه ﭘﺪﯾﺪه ﮔﺮد و ﻏﺒﺎر؛ از ﻋﻮاﻣﻞ دﺧﯿﻞ در اﻓﺰاﯾﺶ روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری اﺳﺖ.
٣. ﺧﻼﺻﻪ و ﻧﺘﯿﺠﻪ_ﮔﯿﺮی
در اﯾﻦ ﻣﻄﺎﻟﻌﻪ ﻣﺸﺨﺺ ﮔﺮدﯾﺪ ﮐﻪ روﺷﻬﺎی آﻣﺎری ﻧﺎﭘﺎراﻣﺘﺮی ﻣﺎن- ﮐﻨﺪال و ﺳﻨﺲ اﺳﺘﯿﻤﯿﺘﻮر۴ﮐﺎراﯾﯽ ﺑﺴﯿﺎر ﻣﻨﺎﺳﺒﯽ ﺑﺮای ﺗﺤﻠﯿﻞ روﻧﺪ روز ﻫﺎی ﮔﺮدوﻏﺒﺎری دارﻧﺪ. ﻧﺘﺎﯾﺞ ﺣﺎﺻﻞ از دو روش ﻣﺬﮐﻮر در ﻫﻤﻪ ﻣﻮارد ﯾﮑﺴﺎن اﺳﺖ. اﺟﺮای روﺷﻬﺎی آﻣﺎری ﻣﺬﮐﻮر ﺑﺮ روی دادهﻫﺎی روزﻫﺎی ﮔﺮدوﻏﺒﺎری اﯾﺴﺘﮕﺎه ﺗﺒﺮﯾﺰ ﻧﺸﺎن از وﺟﻮد روﻧﺪ اﻓﺰاﯾﺸﯽ در ﺳﻄﺢ اﻃﻤﯿﻨﺎن %٩٩ دارد.
ﺑﺎ ﺗﻮﺟﻪ ﺑﻪ ﻧﺘﺎﯾﺞ ﺣﺎﺻﻞ از اﯾﻦ ﻣﻄﺎﻟﻌﻪ ﻋﻮاﻣﻞ ﻣﻮﺛﺮ در ﺗﻐﯿﯿﺮات ﻓﺮاواﻧﯽ ﮔﺮدوﻏﺒﺎرﻫﺎی ﺗﺒﺮﯾﺰ را ﻣﯽ_ﺗﻮان ﺑﻪ دو دﺳﺘﻪ ﻋﻮاﻣﻞ ﻣﺤﻠﯽ و ﻓﺮاﻣﺤﻠﯽ ﺗﻘﺴﯿﻢ ﻧﻤﻮد. ﻋﻮاﻣﻞ ﻣﺤﻠﯽ ﻣﯽ]ﺗﻮاﻧﺪ ﺑﺎ ﮐﺎﻫﺶ ﻣﯿﺰان ﺑﺎرﻧﺪﮔﯽﻫﺎ، وﻗﻮع ﺧﺸﮑﺴﺎﻟﯽﻫﺎی ﭘﯽ_در ﭘﯽ در ﻣﻨﻄﻘﻪ، ﺗﻐﯿﯿﺮ ﮐﺎر ﺑﺮی اراﺿﯽ، ﮐﺎﻫﺶ ﺳﻄﺢ ﺗﺮاز آب در ﯾﺎﭼﻪ اروﻣﯿﻪ و ﻏﯿﺮه ﺷﮑﻞ ﮔﯿﺮد.
ﻋﻮاﻣﻞ ﻓﺮاﻣﺤﻠﯽ ﻧﯿﺰ بیشتر ﻣﯽ]ﺗﻮاﻧﺪ در اﺛﺮ ﺗﻐﯿﯿﺮ در ﻓﺮاواﻧﯽ و ﻣﺤﺪوده ﺗﺎﺛﯿﺮﮔﺬاری ﺳﺎﻣﺎﻧﻪﻫﺎی ﻫﻤﺪﯾﺪی اﯾﺠﺎد ﮐﻨﻨﺪه و ﯾﺎ اﻧﺘﻘﺎل دﻫﻨﺪهKی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎرﻫﺎ، ﻧﻔﻮذ ﺳﺎﻣﺎﻧﻪ^ﻫﺎی ﺑﺎران آور ﺑﻪ ﻋﺮضﻫﺎی ﭘﺎﯾﯿﻦ_ﺗﺮ ﺟﻐﺮاﻓﯿﺎﯾﯽ، ﺧﺸﮑﯽ ﺑﯿﺸﺘﺮ ﺑﯿﺎﺑﺎنﻫﺎی ﻫﻤﺠﻮار ﺷﻤﺎل ﻏﺮب اﯾﺮان از ﺟﻤﻠﻪ ﻋﺮاق، ﺗﻐﯿﯿﺮ در ﻣﺴﯿﺮ ﺣﺮﮐﺖ ﺟﺮﯾﺎﻧﺎت ﺟﻮی اﻧﺘﻘﺎل دﻫﻨﺪه ﮔﺮدوﻏﺒﺎر، وﻗﻮع ﭼﻨﺪ ﺟﻨﮓ ﻣﻨﻄﻘﻪ_ای در ﺳﺎلﻫﺎی اﺧﯿﺮ، ﺗﻐﯿﯿﺮ در ﻧﻮﺳﺎﻧﺎت ﺑﺰرگ ﻣﻘﯿﺎس ﺟﻮی و ﻏﯿﺮه اﯾﺠﺎد ﺷﻮد. ﺑﻪ ﻧﻈﺮ ﻣﯽرﺳﺪ در اﯾﺠﺎد روﻧﺪ اﻓﺰاﯾﺸﯽ روزﻫﺎی ﮔﺮد و ﻏﺒﺎری ﺗﺒﺮﯾﺰ و اﯾﺠﺎد دوره^ﻫﺎی اﻓﺰاﯾﺶ و ﮐﺎﻫﺶ ﮔﺮد و ﻏﺒﺎرﻫﺎ؛ ﻋﻮاﻣﻞ ﻓﺮاﻣﺤﻠﯽ ﺗﺎﺛﯿﺮ ﺑﯿﺸﺘﺮی در ﻣﻘﺎﯾﺴﻪ ﺑﺎ ﻋﻮاﻣﻞ ﻣﺤﻠﯽ دارﻧﺪ.
