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Precipitation variability in the 'Sertao' of San Francisco in the State of Alagoas/Variabilidade da precipitacao no Sertao do Sao Francisco, estado de Alagoas.

INTRODUCAO

O conhecimento da variabilidade espacial e temporal da precipitacao e fundamental, sobretudo para regioes que apresentam elevado indice de seca, como o Nordeste Brasileiro, que apresenta grande vulnerabilidade as alteracoes climaticas (Santos et al., 2010). As informacoes sobre mudancas no regime pluvial como resultado das mudancas climaticas sao essenciais para o desenvolvimento de gestoes publicas que venham conduzir acoes sobre gerenciamento dos recursos hidricos e possibilitem mitigar seus impactos sobre a agricultura e o meio ambiente.

Atualmente, ha uma necessidade crescente de entender como as alteracoes no clima estao modificando os regimes pluviometricos de uma regiao. O ponto de partida para este entendimento seria observar a homogeneidade de series temporais e a existencia de tendencias pois uma serie e considerada homogenea quando os dados pertencem a mesma populacao, nao havendo alteracao nos parametros (Back, 2001).

A literatura apresenta varios testes estatisticos que sao utilizados para detectar a homogeneidade de series temporais, atraves dos quais se verificam mudancas abruptas (quebra) na media ou na variancia da distribuicao da variavel de interesse (Pezzatti et al., 2013). Dentre esses testes, o de Pettitt vemse destacando sobre os demais por ser menos sensivel a distribuicao heterogenea e a dados espurios, sobremaneira em estudos de vazao, precipitacao e temperatura (Tomozeiu et al., 2002; Biggs & Atkinson, 2011; Villarini et al., 2011).

Embora mudancas abruptas existentes em series temporais possam ser devidas a acao antropica, como mudancas no local da estacao e troca do instrumento de medicao, dentre outros. Estudos como o de Wu (2008), Pal & Al-Tabbaa (2009), Portela et al. (2011) e Villarini (2011) sugerem, contudo, que algumas dessas quebras, observadas em series temporais, podem ser decorrentes da modificacao do clima.

Segundo Some'e (2012) a presenca de tendencias em series temporais tambem pode evidenciar indicios de como os dados observados estao refletindo o efeito das mudancas climaticas, sejam elas naturais ou nao. A tendencia pode ser entendida como uma alteracao continua e sistematica observada em uma serie temporal, a qual reflete o grau de acrescimo ou diminuicao nos valores da variavel.

Como exemplo o estudo de Yue & Hashino (2003) mostra tendencia para a diminuicao mensal da precipitacao de setembro a janeiro sendo esta tendencia significativa de setembro a fevereiro e de junho e julho, no Japao. Tendencias significativas tambem foram observadas por Partal & Kahya (2006) para os meses de janeiro, fevereiro e setembro, na Turquia.

A analise sazonal da precipitacao mostrou tendencias positivas e negativas no estudo de Some'e (2012) mas as tendencias negativas observadas para a primavera e inverno foram maiores que aquelas apresentadas nas outras series sazonais de modo que a tendencia observada no inverno apresentou significancia estatistica para diminuicao da precipitacao no Iran, a 99% de probabilidade enquanto as demais, a 95%, resultado analogo ao encontrado por Jain et al. (2012) para tendencia sazonal da precipitacao na India.

No Brasil, poucos estudos se dispoem a verificar a homogeneidade de series temporais e a existencia de tendencia para a precipitacao. Nos resultados apresentados por Minuzzi (2010) para dados mensais de precipitacao em Santa Catarina, as series pluviometricas nao apresentaram descontinuidade estatisticamente significativa, nem tendencia.

As series de precipitacao pluvial total anual nao foram consideradas homogeneas nos resultados apresentados por Back (2001) porem apresentaram tendencia significativa para o aumento da precipitacao total anual para Santa Catarina. Blain (2009) nao encontrou tendencias significativas de ordem climatica nos regimes mensais de precipitacao, no estado de Sao Paulo.

Para a regiao Nordeste do Brasil ainda sao escassos estudos que busquem inferir a existencia de homogeneidade e de tendencia em dados pluviometricos. Modelado no exposto objetivou-se, neste estudo, verificar a homogeneidade e a existencia de tendencias na distribuicao temporal da precipitacao para a microrregiao do Sertao do Sao Francisco, estado de Alagoas.

MATERIAL E METODOS

Para o estudo foram utilizados dados mensais de precipitacao compreendidos entre os anos de 1931 a 2011, provenientes do banco de dados da Agencia Nacional de Aguas (ANA), disponiveis para o municipio de Piranhas (9[degrees] 37' 33" S; 37[degrees] 45' 21" W; 110 m) localizado na microrregiao do Sertao do Sao Francisco, estado de Alagoas.

A serie de precipitacao foi dividida em tres periodos, conforme estabelecido pela Organizacao Mundial de Meteorologia (OMM) para estudos climatologicos, a saber: 1931 a 1960, 1961 a 1990 e, ainda incompleto, de 1991 a 2011.

Os periodos climatologicos foram submetidos ao teste de homogeneidade de Pettitt verificando-se se duas amostras [Y.sub.1], .... [Y.sub.x] e [Y.sub.x + 1], ...., Yx pertencem a mesma populacao. O teste nao-parametrico de Pettitt e um teste estatistico utilizado para identificar o ponto de descontinuidade em uma serie temporal (Yu et al., 2006). O teste tem, como hipotese nula ([H.sub.o]), a nao existencia de mudanca brusca na serie enquanto a hipotese alternativa ([H.sub.i]) ela existe.

Nesse teste a serie foi ordenada de 1 a n e classificada em ordens ([O.sub.i]) de acordo com sua posicao de observacao [X.sub.i]. Para cada ponto da serie k calculou-se a soma das classes, em que o valor maximo de k determina o ponto de descontinuidade (Eqs. 1 e 2). A hipotese nula ([H.sub.o]) sera rejeitada se o valor de [K.sub.a] calculado exceder a um valor critico tabelado, em determinado nivel de significancia a (Eq.3). Para este teste foi adotado nivel de significancia de 0,05.

[U.sub.k] = 2 [k.summation over (i = 1)] Oi k (n + 1) k = 1,2, ..., n-1 (1)

K(t) = [Max.sub.l [less than or equal to] k [less than or equal to] n] [absolute value of [U.sub.k]] (2)

[K.sub.a] = [square root of (- ln(a) ([n.sup.3] + [n.sup.2])]/6] (3)

em que:

Uk--estatistica de Pettitt

Ka--probabilidade da significancia associada a rejeicao de [H.sub.o]

n--numero de dados

[O.sub.i]--ordem da i-esima observacao, quando os valores de

[X.sub.1], [X.sub.2]..., [X.sub.n] sao ordenados em ordem crescente

As series de precipitacao foram, em seguida, submetidas ao teste de Mann-Kendall e regressao linear para verificar a existencia de possiveis tendencias, o qual vem apresentando resultados satisfatorios em estudo que envolve a precipitacao. O teste de Mann-Kendall (Mann, 1945; Kendall, 1975) e uma analise estatistica nao-parametrica que considera a hipotese de estabilidade de uma serie temporal cuja sucessao de valores ocorre de forma independente e a distribuicao de probabilidade deve permanecer sempre a mesma (serie aleatoria simples). Considerando uma serie temporal [Y.sub.i] de n termos (1 [less than or equal to] i [less than or equal to] n) a estatistica desse teste e dada pela Eq. 4.

S = [n-1.summation over (i = 1)] [n.summation over (j = i + 1)] sinal ([Y.sub.j] - [Y.sub.i] (4)

em que:

[MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII]

Para series com grande numero de termos (n), sob a hipotese nula ([H.sub.o]) e ausencia de tendencia na populacao, S apresenta uma distribuicao normal com media zero e variancia definida pela Eq. 5. Testando a significancia estatistica de S para a hipotese alternativa ([H.sub.1]) e se usando um teste bilateral a [H.sub.1], esta pode ser rejeitada para grandes valores da estatistica z, Eq.6.

Var (S) = n(n - 1)(2n + 5)/18 (5)

[MATHEMATICAL EXPRESSION NOT REPRODUCIBLE IN ASCII] (6)

Com base na analise da estatistica z e feita a decisao final de aceitar ou rejeitar [H.sub.o], ou seja, pode-se confirmar a hipotese de estabilidade dos dados ou rejeita-la a favor da hipotese alternativa, isto e, a de existencia de tendencia nos dados. O sinal da estatistica z indica se a tendencia e crescente (z > 0) ou decrescente (z < 0). Em um teste bilateral para tendencia [H.sub.1] deve ser aceita se [absolute value of z] [less than or equal to] [Z.sub.[alpha]/2], em que o valor de [Z.sub.[alpha]/2] e obtido da tabela na distribuicao normal padronizada.

A analise de regressao foi utilizada para identificar a tendencia na serie temporal por meio do teste de significancia do coeficiente angular da reta, Eq. 7.

Y = a + bX (7)

sendo:

Y--precipitacao

X--tempo

a e b--coeficientes da regressao calculados pelo metodo dos minimos quadrados

Considerando a regressao linear de Y com variavel aleatoria no tempo X, a hipotese nula ([H.sub.o]) de que nao existe uma tendencia, e testada por meio do teste t de Student com n-2 graus de liberdade, Eq. 8. A hipotese de que nao ha tendencia e rejeitada quando o valor de t calculado e maior, em valor absoluto, do que o valor critico [t.sub.[alpha]/2, n - 2], tabelado, a um nivel de significancia a. Para os calculos dos testes de tendencias foram adotados os niveis de significancia de 10 e 5%.

t = r [square root of (n-2)]/[square root of (1 - [r.sup.2])] = b/[s/[square root of SSx]] (8)

em que:

n--tamanho da amostra

r--coeficiente de correlacao de Pearson

s--desvio padrao dos residuos

b--coeficiente angular da reta

[SS.sub.X]--soma dos quadrados da variavel independente (tempo em analise de tendencia)

RESULTADOS E DISCUSSAO

O regime de chuvas comportou-se de forma analoga entre periodos climatologicos em estudo, com pequena variacao mensal da precipitacao para quase todos os meses. No entanto, observou-se que nos meses de abril e maio, para o periodo de 1991 a 2011, houve uma reducao da precipitacao de e 45,39 e 22,17%, respectivamente, para esses meses, em comparacao com o periodo de 1961 a 1990 (Figura 1).

[FIGURE 1 OMITTED]

A reducao na precipitacao para esses meses, pode acarretar transtorno para a agricultora e para o armazenamento de agua no solo uma vez que os meses de abril e maio estao inseridos na quadra chuvosa desta regiao juntamente com os meses de junho e julho (Molion & Bernardo, 2002). No periodo compreendido entre os anos de 1961 a 1990, a precipitacao para os meses inseridos na quadra chuvosa foi sempre superior a 60 mm; mesmo assim, para o periodo 1991 a 2011 apenas no mes de junho a precipitacao apresentou indice superior a 60 mm.

A distribuicao da precipitacao mensal entre os anos de 1931 a 1960, mostrou-se homogenea, nao sendo detectado ponto de descontinuidade na serie (Tabela 1). Alem da homogeneidade observada na distribuicao da precipitacao nao foi verificada a existencia de tendencia estaticamente significativa na distribuicao.

A precipitacao, porem, mostrou uma reducao entre os meses de maio a outubro indicada pelo teste de Mann-Kendall mas esta reducao foi inferior a 10 mm [decada.sup.-1]. Para este periodo (1931-1960) o unico mes que apresentou mudanca maior que 10 mm [decada.sup.-1] foi marco, com um aumento de mais de 30 mm por decada, porem sem significancia estatistica.

Os resultados encontrados para o periodo climatologico compreendido entre os anos de 1961 a 1990 foram analogos aos encontrados para o periodo climatologico anterior (1931-1960), nao sendo verificada, na serie de precipitacao, quebra ou tendencia estaticamente significativa (Tabela 2).

Apenas os meses de fevereiro, marco, julho e agosto mostraram acrescimo nos totais pluviometricos. Para o mes de marco novamente se observou aumento na distribuicao da precipitacao com mais de 25 mm [decada.sup.-1]. Os demais meses apresentaram diminuicao da precipitacao sendo os meses de abril e maio os que apresentaram os maiores indices de reducao, respectivamente, 13 e 15 mm [decada.sup.-1].

Esses resultados mostram que os meses de transicao do periodo seco para chuvoso, fevereiro e marco, foram mais chuvosos para este periodo climatologico, embora os meses do periodo chuvoso tenham demonstrado a maior reducao pluviometrica para a serie.

A reducao da precipitacao para este periodo climatologico tambem foi observada por Silva (2004). Dentre as 14 estacoes estudadas para o Nordeste do Brasil, 11 sinalizaram tendencia para o decrescimo da precipitacao ate a decada de 90. Apesar do estudo nao contemplar nenhuma estacao localizada no estado de Alagoas, a estacao localizada no Recife (estacao mais proxima) demonstrou tendencia estaticamente significativa a 1%, com decrescimo de 28,8 mm [decada.sup.-1].

Para os anos compreendidos entre 1991 a 2011 os resultados se mostraram antagonicos aos observados nos outros periodos em estudo. Comumente, as outras series analisadas mostraram quatro meses com aumento da precipitacao, com os demais meses apresentando diminuicao. No recente periodo foram observados oito meses com tendencia de aumento na precipitacao, sendo sete estatisticamente significativos (Tabela 3). Os resultados obtidos por meio do teste t apresentaram significancia a 5% para os meses de maio e setembro, ratificando o aumento da precipitacao encontrada pelo teste de Mann-Kendall.

Um aumento na precipitacao de cerca de 2%, por decada, tambem foi observado para o hemisferio sul, entre os paralelos 0-55[degrees]S. Para grande parte do hemisferio norte este aumento foi de 0,5-1% por decada mas para as altas latitudes observouse um aumento medio anual entre 7-12% (Xu et al., 2003).

Alem dos aumentos significativos para a precipitacao no periodo 1991-2011, os meses de fevereiro e maio apresentaram pontos de descontinuidade estatisticamente significativos.

O mes de fevereiro mostrou descontinuidade na serie de precipitacao no ano de 2002. Entre os anos de 1991 a 2001 a precipitacao media mensal para fevereiro foi de 20,17 mm passando para 54,83 mm deste ano ate o final da serie caracterizando um aumento na media pluviometrica mensal de 271,8% (Figura 2).

[FIGURE 2 OMITTED]

O acrescimo na precipitacao nao contemplou todos os meses de fevereiro apos o ponto de descontinuidade devido a existencia de alguns episodios de secas, como as observadas em 2006 e 2009 na regiao em estudo. Algumas dessas secas provocam grandes impactos para a regiao semiarida com a de 2012, uma das maiores dos ultimos 50 anos.

No mes de maio o ponto de descontinuidade foi observado em 2005 (Figura 3). A precipitacao, antes e apos este ponto, foi de 35,62 e 106,61 mm, respectivamente, representando um aumento de 299,2%.

[FIGURE 3 OMITTED]

Por nao se dispor de informacoes sobre mudancas ocorridas na estacao em estudo, nao pode ser conclusiva que a mudanca observada na precipitacao nos meses de fevereiro e maio, tenha sido decorrente da acao antropica, embora possa ter ocorrido. No entanto, estudos como o de Montenegro & Ragab (2012) apontam para um incremento da precipitacao para a costa leste do Nordeste de 25,25% ate 2039, em decorrencia da intensificacao do ciclo hidrologico em funcao do aumento da temperatura, quando considerados os cenarios divulgados pelo IPCC em 2007.

Os resultados sugerem que o deficit na precipitacao observado no periodo de 1991-2011 (Figura 1) sobremaneira para os meses inseridos na quadra chuvosa de Alagoas, pendurou, em media, ate o fim da decada de 90, inicio dos anos 2000; apos este periodo se observa aumento na pluviometria, em Alagoas.

O aumento observado na precipitacao, na localidade em estudo, pode estar refletindo um acrescimo das chuvas no agreste, sertao e sertao do Sao Francisco alagoano, pois na classificacao climatica do comportamento pluviometrico realizada por Souza et al. (1992) os municipios localizados nessas regioes, incluindo o de estudo, foram classificados como pertencentes a mesma regiao climatologica.

Este fato pode estar relacionado ao aumento da temperatura que, por sua vez, tende a acelerar o ciclo hidrologico originando mais evaporacao e precipitacao. Um aquecimento maior tende a alterar os padroes de circulacao, tanto em escala global quanto regional, o que pode ser uma das causas das variacoes ja observadas na distribuicao espacial e temporal, encontradas na precipitacao em Alagoas (Pal & Al-Tabbaa, 2009).

A distribuicao das chuvas no Nordeste sofre influencia da interacao dos oceanos Pacifico e Atlantico, como a Oscilacao Decadal do Pacifico (ODP), Dipolo do Atlantico e El Nino/ Oscilacao Sul (ENOS). Destacam-se, tambem, outros sistemas indutores de chuva na regiao, como a Zona de Convergencia Intertropical (ZCIT), Sistemas Frontais, Perturbacoes Ondulatorias no campo dos Alisios (POA's), Linhas de Instabilidade (LI), Vortices Ciclonicos em Altos Niveis (VCAN), Onda de Leste (OL) e os Complexos Convectivos de Meso escala (CCM).

Alem desses sistemas ocorre, tambem, a contribuicao por circulacoes orograficas e celulas convectivas. Por sofrer a influencia de sistemas produtores de chuvas de macro, meso e micro escala, qualquer disturbio que ocorra em um destes sistemas, seja em funcao do aumento da temperatura ou nao, tem o potencial para modificar a distribuicao das chuvas no Nordeste.

A resposta da modificacao de um desses sistemas na distribuicao da precipitacao, e observada nos resultados encontrados por Brito et al. (2011) que verificaram um aumento de tres vezes na frequencia das trovoadas no estado de Alagoas apos o ano de 1998, em decorrencia do inicio da fase fria da Oscilacao Decadal do Pacifico (ODP). Essas trovoadas estao associadas a anomalias da temperatura da superficie do mar quando negativa (positiva) e, associadas ao evento La Nina (El Nino) houve um aumento (diminuicao) de 80% (20%) dos dias com trovoada, em anos de neutralidade o comportamento e analogo ao de La Nina. Nos anos de 2002 e 2005, como exemplo, foram observados 16 e 17 eventos de trovoadas em Alagoa, respectivamente, enquanto no ano de 1996 foram observados apenas seis casos.

Outro resultado que corrobora com os demais ja apresentados se da pelo acrescimo do numero de casos de precipitacao intensa em Alagoas; somente entre os anos de 2003 a 2006 foram registrados 21 casos (Silva et al., 2011). Alem do mais, em Alagoas os anos de 2003, 2010 e 2011 foram caracterizados por apresentar grandes quantidades de chuvas, pois causaram enchentes em diversas cidades alagoanas e pernambucanas, com destruicao total e/ou parcial.

So em maio de 2011 a precipitacao foi de ate 200 mm acima da media para algumas regioes da costa leste do Nordeste; so no estado de Pernambuco as chuvas intensas deixaram 144.000 pessoas desabrigadas (AMS, 2012).

O aumento pluviometrico ratificado neste estudo mostrouse irregular na escala temporal ja que esta tendencia nao foi observada em todos os meses. O aumento das chuvas, em sua grande parte, e decorrente da intensificacao do numero de eventos extremos e enchentes, resultantes da modificacao dos sistemas produtores de chuva na regiao em estudo que, por sua vez, pode estar refletindo disturbios em decorrencia de um aquecimento maior.

Com isto, setores como a agricultura, pecuaria e turismo, poderao ser afetados pelas condicoes de tempo e clima.

CONCLUSOES

1. A distribuicao da precipitacao para os periodos compreendidos entre os anos de 1931-1960 e 1961-1990 foi homogenea, nao sendo verificada existencia de tendencias.

2. Para o periodo compreendido entre os anos 19912011 os meses de fevereiro e maio apresentaram pontos de descontinuidade da precipitacao nos anos de 2002 e 2005, respectivamente.

3. A precipitacao no periodo de 1991-2011 demostrou tendencia estaticamente significativa de aumento da precipitacao em sete meses.

LITERATURA CITADA

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Henderson S. Wanderley (1), Gilberto C. Sediyama (1), Flavio B. Justino (1), Leonidas P. de Alencar (1) & Rafael C. Delgado (2)

(1) DEA/UFV, Av. P.H. Rolfs, s/n, Campus Universitario, CEP 36570-000, Vicosa, MG. Fone: (31) 3899-1859. E-mail: henderson.wanderley@ufv.br; g.sediyama@ufv.br; fjustino@ufv.br; lpaufv@hotmail.com

(2) DCA/UFRRJ, Rodovia BR 465, km 07, Seropedica, RJ, CEP 23890-000, Seropedica, RJ. Fone: (21) 8529-2204. E-mail: rafaelcolldelgado32@gmail.com
Tabela 1. Testes estatisticos aplicados a precipitacao
para o periodo de 1931-1960

Meses   Pettitt   Z       [b.sub.i]     t

Jan     HM         1,03    0,7132      0,82
Fev     HM        -1,26   -0,9104     -1,45
Mar     HM         0,99    3,1948      1,94
Abr     HM         0,49    0,4235      0,44
Mai     HM        -0,85   -0,6918     -0,77
Jun     HM        -0,64   -0,5873     -0,80
Jul     HM        -1,25   -0,6091     -0,86
Ago     HM        -1,05   -0,5582     -1,07
Set     HM        -0,14   -0,0344     -0,10
Out     HM        -0,16   -0,2731     -0,89
Nov     HM         1,03    1,0308      1,13
Dez     HM        -0,26   -0,2974     -0,50

HM--homogenea; Z--Teste de Mann-Kendall; b,-declinacao da reta,
t--teste de Student

Tabela 2. Testes estatisticos aplicados a precipitacao
para o periodo de 1961-1990

Meses   Pettitt     Z     [b.sub.1]     t

Jan      HM       -0,77   -0,8193     -1,12
Fev      HM        0,28    0,3527      0,37
Mar      HM        1,53    2,5738      2,02
Abr      HM       -0,71   -1,3131     -0,91
Mai      HM       -1,19   -1,5550     -1,22
Jun      HM       -0,53   -0,2823     -0,30
Jul      HM        0,58    0,1760      0,19
Ago      HM        0,33    0,0925      0,28
Set      HM       -0,25   -0,0046     -0,01
Out      HM       -0,52   -0,1399     -0,58
Nov      HM       -0,73   -0,3470     -0,94
Dez      HM       -0,29   -1,3141     -0,76

HM--homogenea; Z--Teste de Mann-Kendall; [b.sub.1]--declinacao da
reta, t--teste de Student

Tabela 3. Testes estatisticos aplicados a precipitacao
para o periodo de 1991-2011

Meses   Pettitt      Z      [b.sub.1]       t

Jan     HM        -1,08      -0,94       -0,38
Fev     NH **      2,06 **    2,18        1,59
Mar     HM         1,69 *     1,66        0,74
Abr     HM         1,87 *     1,77        1,35
Mai     NH **      2,38 **    4,38        2,80 **
Jun     HM         0,54       0,15        0,11
Jul     HM        -0,57       0,44        0,36
Ago     HM         1,69 *     1,50        1,85
Set     HM         1,93 *     1,57        2,77 **
Out     HM         1,37 *     0,32        0,47
Nov     HM        -1,41      -1,03       -1,25
Dez     HM        -0,21       0,19        0,09

HM--homogenea; NH--nao homogenea; Z--Teste de Mann-Kendall; [b.sub.1]-
-declinacao da reta; t--teste de Student; * significativo a 0,10, **
significativo a 0,05
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Title Annotation:articulo en portugues
Author:Wanderley, Henderson S.; Sediyama, Gilberto C.; Justino, Flavio B.; de Alencar, Leonidas P.; Delgado
Publication:Revista Brasileira de Engenharia Agricola e Ambiental
Date:Jul 1, 2013
Words:4285
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