线性趋势

摘要： 对东平湖2007—2019年的水位、蓄水量资料采用线性趋势、累积距平、M-K突变检验方法进行研究分析,得出东平湖水位以0.000 2 m/d下降、蓄水量以0.000 1亿m^(3)/d下降、近13 a水位与蓄水量总体有微小的减少趋势。利用M-K突变检验法和累积距平法相结合,得出2014年为东平湖近13 a的突变年份,水位与蓄水量有一定程度的上升或下降趋势,但上升或下降的趋势并不显著。变化分析和突变检验结果可为东平湖进一步开展水位蓄水量预测、水资源优化配置、水资源管理和防洪减灾提供参考。

摘要： 为了更好地预报新余市气温的变化,利用1959—2019年新余市逐日气温数据,采用线性趋势、墨西哥帽(Mexican hat)子波方法及Mann-Kendall法等方法,对新余市近60 a来气温变化趋势进行气候特征分析。结果表明:新余市年平均气温偏暖,春、秋、冬季平均气温偏暖,都有15—16 a左右的振荡周期。新余市夏季平均气温变化比较平缓,在20世纪以后有明显的4—5 a左右的振荡周期。年平均气温、春季平均气温在20世纪90年代末;秋、冬季平均气温在20世纪90年代初,各有一个较为显著的增暖突变点。这些结果对新余市气温的变化趋势的预测提供了参考依据。

摘要： 2022年是“稳字当头”的一年。在2021年较高基数下,2022年复苏的“不确定性”陡然增加。真的需要悲观吗?未必。对未来是否有信心,关键是找对基本问题,看透可能趋势。当下的悲观,多是因为今天的发展已不再是我们早已习惯的线性趋势,太多的变量让经济难以琢磨。但有一点,我们必须明白,无论变量如何多,环境如何复杂,发展是有基本问题的。

摘要： 利用1961年以来宁夏20个气象站地面温度、美国国家环境预报中心/国家大气研究中心(NCEP/NCAR)逐月位势高度场资料、研究宁夏初霜冻日期最新的气候演变特征及其环流异常的影响,为宁夏开展霜冻灾害预测工作提供理论支撑。结果表明:(1)宁夏初霜冻日期呈现“南早北晚”空间分布特征,黄土丘陵区最早,中部干旱带次之,最晚出现在引黄灌区,这与日平均最低气温“南低北高”分布型相一致。(2)全球明显变暖前后宁夏初霜冻日期呈现出显著差异,相较于气候平均值(1981—2010年),变暖前(1961—1980年)初霜日期普遍偏早,平均出现在9月下旬,各地平均偏早7 d;变暖后(1981—2019年)则明显偏晚,平均出现在10月上旬,各地平均偏晚2 d,2000年以后更是平均偏晚5 d。(3)宁夏初霜冻日期自1961年以来明显推迟,趋势为3.0 d·(10a)^(-1),其中引黄灌区最为显著,可达到3.2 d·(10a)^(-1),中部干旱带与黄土丘陵区次之,分别为2.6 d·(10a)^(-1)、2.7 d·(10a)^(-1);但在气候变暖背景下仍会发生初霜冻异常偏早的情况,引黄灌区、中部干旱带和黄土丘陵区新世纪以来偏早的概率分别为15%、25%和30%。(4)宁夏初霜冻偏早年与偏晚年的高、中、低层大气环流存在显著的年代际和年际差异,其空间分布明显相反,当初霜冻日期偏早(偏晚)时,东亚大槽较常年偏强(偏弱)、西太平洋副热带高压偏弱(偏强),有利于(不利于)冷空气活跃南下。

摘要： 针对镇宁迁站前后年平均值变化较大的年极端最低气温、>30°C以上日数、30°C日数以及<0°C日数,看似迁站带来的变化却有可能是真实的区域性气候变化。

摘要： 利用高分辨率再分析降水资料(中国区域地面气象要素数据集),运用格点平均值法求得资水流域及各分区1979-2018年逐日面雨量,并对资水流域面雨量进行统计分析和线性趋势分析。结果表明,资水流域全区年面雨量变化趋势呈现缓慢增加的特征,其中柘溪库区和资水下游面雨量呈现增加趋势,罗家庙以上和罗冷区间面雨量呈现减少趋势。资水全区春季面雨量呈现为减少的趋势,其他3个季节面雨量均呈现为增加的趋势。资水各分区面雨量主要集中在3-8月份,月平均面雨量均在100 mm以上,同时全年逐月面雨量变化呈现双峰型,第一个峰值出现在6月份,第二个峰值出现在10月份。资水全区逐年最大日面雨量呈现出逐年增大的趋势,年最大日雨量主要分布于5-7月份。罗家庙以上和罗冷区间两个分区逐年雨水期中期面雨量整体呈现出下降的趋势,而柘溪库区和资水下游为上升趋势,各分区雨水集中期均主要分布在3-7月份,各分区雨季开始的时间均集中在3月份。

摘要： 基于1982~2019年美国国家海洋和大气管理局(National Oceanic and Atmospheric Administration,NOAA)日最优插值海表温度(Daily Optimum Interpolation Sea Surface Temperature V2,OISST)观测资料和物理实验室(Physical Sciences Laboratory,PSL)多种气候观测指数,采用最小二乘回归、高低通滤波和相关分析等统计方法,分析了全球海洋热浪(Marine Heatwaves,MHWs)频次、持续时间、总天数和最大强度的多时间尺度演变特征及不同气候信号对其演变的调控。研究表明,MHWs频次在赤道西太平洋线性增长最快。在去除全球变暖趋势后,全球平均MHWs各属性年际和年代际变化均存在明显区域变化特征,主导区域也均受到多时间尺度气候信号的调制。本研究分析了5个关键海域(赤道中东太平洋、东北太平洋、西印度洋、西北大西洋、中高纬南大洋)MHWs频次等变化特征与不同气候信号的相关性,结果表明5个关键海域MHWs频次主要受年际气候信号调制。而年代际气候信号主要提供了一个背景状态,其对关键区域MHWs频次演变的影响没有年际气候信号对其演变的显著。

摘要： 为探究新疆塔什库尔干机场的气候特点,本文采用一元线性趋势法、M-K检验法等方法,对塔什库尔干县气象站1991~2020年的30 a逐时观测资料和塔什库尔干机场2020年1月至2020年12月的1 a观测资料进行分析。结果表明,近30 a塔县气温增温速率高于新疆平均值,尤其是最低气温均值增加趋势更明显;降水量也随时间增加,夏季增加速率更大;全年相对湿度差异不明显。塔县机场多大风;雪、雾和风沙是导致塔县低能见度出现的天气现象,雾多出现在夜间,风沙多出现在午后17时左右。不论是大风还是降水,都明显地表现出地方性或局地性天气的特点,是预报中的难点。

摘要： 利用衡水市11个国家气象观测站1972—2020年的地面气象资料,采用线性趋势分析、M-K检验以及小波分析等方法,对气温时空变化特征进行分析。结果表明:衡水市气温空间分布规律明显,平均气温由东北向西南递增;衡水市近49 a的年平均气温总体呈上升趋势,春季增温趋势最大,冬季次之,最低气温增幅明显高于最高气温增幅,气候变暖主要来自最低气温升高的贡献。

摘要： 揭示参考作物蒸发(ET_(0))变化及其相关机理,可以为建立科学的水资源管理制度提供重要科学依据。详细分析了海南岛1961—2020年间年和季节ET_(0)的时空变化特征,并基于多控制因子联立求解法进行了归因分析。结果显示:(1)海南岛多年平均ET_(0)总体表现为沿海(除南部)高、岛内低的空间分布特征;但各季节的空间分布特征存在差异。(2)区域平均的年、春和夏季ET_(0)增加,而秋、冬季下降。除春季,55%以上区域显示年和其他季节的ET_(0)下降。(3)区域平均的年和春季、夏季、秋冬季ET_(0)变化的主控因子分别为净辐射、相对湿度、净辐射。55%以上的地区显示年、夏、秋、冬季ET_(0)的变化可归因于净辐射,而春季42%(45%)地区的主控因子为净辐射(温度和相对湿度)。

摘要： 本文资料来自于1957-2014年江阴市气象台的入梅期、出梅期和梅雨期统计资料(梅雨划分按照上级气象部分标准确定).引入新的梅雨强度指数IPRI的计算公式,计算本地多年梅雨强度,做线性趋势,再利用Morlet小波变换方法分析了1957～2014年江阴梅雨强度序列多尺度结构,预测未来2-3年江阴梅雨强度的趋势.本文揭示江阴市梅雨强度的时空变化规律,研究结果可以为洪涝灾害分析、评估以及农业生产避洪提供理论依据.

摘要： 利用张家口地区14个观测站的49年(1965-2013年)降水量资料进行旱涝分析,计算单站旱涝指标(Z指数)、区域旱涝指数(W指数),将张家口的旱涝情况划分为9个等级,主要采用线性趋势法、Mann-Kenda11法(简称M-K法)分析其变化特征,选取4a典型旱年与4a典型涝年的NCEP/NCAR再分析资料,对比分析其500hPa环流形势的异同.结果表明:49a张家口地区年W指数存在弱下降趋势,年际变化幅度较大,年和季均有旱涝交替、连旱或连涝的特征.W指数出现极值的年份与降水量极值年份相对应,具有一致性,因此W指数可以很好地反映张家口地区的旱涝特征.M-K突变检测分析得出,年、季旱涝突变主要发生在1968年(秋季、冬季)和1995年(年、春季、夏季、秋季).利用NECP/NCAR再分析资料分析得出,旱年乌拉尔山东部到贝湖一带高压脊较强,张家口受暖脊控制:涝年贝湖低槽和我国东北冷空气活动频繁,张家口多受我国东北冷空气和贝湖低槽控制.科学准确认识本地区旱涝规律,把握未来旱涝趋势变化,及时进行农业结构调整,合理安排农业生产,是防御旱涝夺丰收的有效措施.

摘要： 基于罗城县1958-2011年日照时数、降水量和气温的观测资料,采用线性趋势分析、累积距平、Manna-Kendall检验、Morlet小波分析、自适应滤波等方法,对作物生长季(5—9月)农业光照资源、热量资源、水资源的变化特征、突变情况进行分析讨论,同时还对光、热、水气象资源进行预测.结果表明:罗城县生长季的日照有下降趋势,变化倾向率为22.03h/10a,但是活动积温有上升的趋势,平均每10年增加24.2°C·d.年降雨量平均为1062.48mm,每10年增加14.53mm.大雨日数呈上升趋势,暴雨日数基本保持不变,暴雨以上降水量的峰谷值相差1095.1mm,是年降雨量均值的2.92倍,变化振幅比较大.同时对2013—2017年的光、热、水气象资源进行了预测,研究结果可为了解当地气候资源变化,为农业工作者决策提供依据.

摘要： 利用阿勒泰地区1961～2010年冬季7站逐日降雪资料,运用线性趋势及六阶多项式,分析了该地区各级降雪的气候变化特征.结果表明:该地区冬季降雪量自东北向西南递减,大值中心位于阿勒泰站,小值中心在福海站.小雪量占总降雪量百分比的空间分布呈自西南向东北递减,中雪量的分布差异不大,大雪和暴雪量的分布与小雪的分布相反;阿勒泰、富蕴、青河三站大雪和暴雪所占降雪量的百分比远大于其余各站.该地区总降雪日数西多东少;各级降雪日数均呈显著增加趋势.降雪强度表现为增强趋势,主要体现在小雪和暴雪强度的增大;小雪、大雪、暴雪强度在1970年代最弱,2000年代最强.

摘要： 利用喀什市1952-2010年共59年的逐月蒸发量资料,采用线性趋势和逐步回归理论,对喀什市蒸发量及其相关气象要素影响因子进行分析.结果表明,喀什市蒸发量变化基本呈正太分布.6月和7月最大,12月和1月最小.影响喀什市蒸发量的主要气象要素是风沙和相对湿度.

摘要： 利用石家庄市区气象站和4个郊区气象站1962～2009年逐日平均、最低和最高气温资料，采用城乡气温对比方法和线性趋势分析方法，研究探讨了石家庄站附近记录到的地面城市热岛（UHI）强度特征及其随时间变化情况，以及城市化因素对城市气象站记录的地面气温长期变化趋势影响。结果表明：石家庄站附近地面UHI效应明显，而且UHI效应在最低气温上表现更突出；UHI强度冬季1月最大，夏季7月最小；UHI强度具有明显的日变化，2009年3月～2010年2月期间其日变化最高值出现在北京时间早晨7～8时，最低值出现在午后14～16时；在过去的48年内，石家庄站附近UHI强度呈显著增加趋势，且最低气温UHI强度比最高气温UHI强度的增加趋势更为明显；从UHI强度增加对地面气温观测记录的影响来看，石家庄站附近1962～2009年期间年平均UHI增温率达到0.19°C/10a，UHI增温贡献率为67.9%，即该站过去48年记录的年平均地面气温上升趋势，有三分之二以上可归因于城市化因素影响。

摘要： 采用线性趋势分析和t检验、滑动t检验方法对濮阳1954年12月-2008年11月间的月、季、年降水资料进行了综合分析。结果表明：濮阳年降水量总体呈减少趋势(-8.66mm/10a，|t|=1.5694＜t0.05/2=2.0084)；按季节分析，春季降水量有增多趋势，冬、夏、秋季降水量均呈减少趋势(春季，3.66mm/10a，|t|=0.3773；秋季，-8.85mm/10a，|t|=0.7076；夏季，-3.33mm/10a，|t|=0.1；冬季-0.14mm/10a，|t|=-0.06)；按月分析,2-3月和5-7月降水量总体呈增多趋势，其余月份降水量均为减少趋势。突变分析结果显示，当地的降水存在明显突变现象，70年代中后期-80年代初突变明显，年和5月份的突变极显著,3月、5月和11月突变前后的距平百分率差值达59～64个百分点，春、秋季突变前后的距平百分率差值也在30～40个百分点；90年代末-21世纪初也存在突变现象，7月份突变极显著,3月和7月突变前后的距平百分率差值在52～77个百分点，春、夏季突变前后的距平百分率差值也在29～31个百分点。降水日数随年代变化也有减少的趋势，平均减少1.8d/10a(|t|=1.9037＞t0.1/2=1.6684)。暴雨天气发生时间在逐渐提前。强降水日数的多、少与该年代降水量偏多、偏少的趋势相一致。

摘要： 利用重庆地区1973—2010年气象观测资料,分析了重庆雾日的时空分布特征,探讨了重庆雾日与气候变化的关系,结果表明:重庆雾日时间上秋冬多,春夏少;空间上中西部多,东南东北少,西部以北多于西部以南.重庆(34个气象站)雾日的时间演变分成Ⅰ区(包括中部、主城、西部和西南部地区,20个站,代表站北碚)、Ⅱ区(包括东南部和东北部以西地区,9个站,代表站万州)、Ⅲ区(东北部以东地区,5个站,代表站云阳).全区平均与Ⅰ区和Ⅱ区的变化趋势是基本一致的,与Ⅰ区一致性好于Ⅱ区,而与Ⅲ区的变化趋势基本不一致.近38年来全区、Ⅰ区、Ⅱ区平均年雾日整体呈显著线性减少趋势,分别为-2.9d/10a、-3.2d/10a、-3.9d/10a.全区平均年雾日的阶段变化为先增后减,在20世纪90年代转为减少趋势.全区平均四季雾日的阶段变化与年雾日比较一致,总体都呈线性减少趋势,夏季减少相对最显著.温度和湿度变化与重庆地区雾日变化的关系密切.气温越高雾日越少,平均气温升高1°C,重庆大部分地区雾日减幅在1～30d,中北部减幅相对大,东北部减幅相对小;全区平均将减少8d.湿度越大雾日越多,平均相对湿度增加1％,重庆大部分地区雾日增幅在1～6d,西北部和中北部增幅相对大,东北部和东南部增幅相对小;全区平均将增加3d.

摘要： 利用重庆地区1973—2010年气象观测资料,分析了重庆雾日的时空分布特征,探讨了重庆雾日与气候变化的关系,结果表明:重庆雾日时间上秋冬多,春夏少;空间上中西部多,东南东北少,西部以北多于西部以南.重庆(34个气象站)雾日的时间演变分成Ⅰ区(包括中部、主城、西部和西南部地区,20个站,代表站北碚)、Ⅱ区(包括东南部和东北部以西地区,9个站,代表站万州)、Ⅲ区(东北部以东地区,5个站,代表站云阳).全区平均与Ⅰ区和Ⅱ区的变化趋势是基本一致的,与Ⅰ区一致性好于Ⅱ区,而与Ⅲ区的变化趋势基本不一致.近38年来全区、Ⅰ区、Ⅱ区平均年雾日整体呈显著线性减少趋势,分别为-2.9d/10a、-3.2d/10a、-3.9d/10a.全区平均年雾日的阶段变化为先增后减,在20世纪90年代转为减少趋势.全区平均四季雾日的阶段变化与年雾日比较一致,总体都呈线性减少趋势,夏季减少相对最显著.温度和湿度变化与重庆地区雾日变化的关系密切.气温越高雾日越少,平均气温升高1°C,重庆大部分地区雾日减幅在1～30d,中北部减幅相对大,东北部减幅相对小;全区平均将减少8d.湿度越大雾日越多,平均相对湿度增加1％,重庆大部分地区雾日增幅在1～6d,西北部和中北部增幅相对大,东北部和东南部增幅相对小;全区平均将增加3d.

摘要： 利用重庆地区1973—2010年气象观测资料,分析了重庆雾日的时空分布特征,探讨了重庆雾日与气候变化的关系,结果表明:重庆雾日时间上秋冬多,春夏少;空间上中西部多,东南东北少,西部以北多于西部以南.重庆(34个气象站)雾日的时间演变分成Ⅰ区(包括中部、主城、西部和西南部地区,20个站,代表站北碚)、Ⅱ区(包括东南部和东北部以西地区,9个站,代表站万州)、Ⅲ区(东北部以东地区,5个站,代表站云阳).全区平均与Ⅰ区和Ⅱ区的变化趋势是基本一致的,与Ⅰ区一致性好于Ⅱ区,而与Ⅲ区的变化趋势基本不一致.近38年来全区、Ⅰ区、Ⅱ区平均年雾日整体呈显著线性减少趋势,分别为-2.9d/10a、-3.2d/10a、-3.9d/10a.全区平均年雾日的阶段变化为先增后减,在20世纪90年代转为减少趋势.全区平均四季雾日的阶段变化与年雾日比较一致,总体都呈线性减少趋势,夏季减少相对最显著.温度和湿度变化与重庆地区雾日变化的关系密切.气温越高雾日越少,平均气温升高1°C,重庆大部分地区雾日减幅在1～30d,中北部减幅相对大,东北部减幅相对小;全区平均将减少8d.湿度越大雾日越多,平均相对湿度增加1％,重庆大部分地区雾日增幅在1～6d,西北部和中北部增幅相对大,东北部和东南部增幅相对小;全区平均将增加3d.

摘要： 本发明的课题在于提供一种经时稳定性优异、且解析性也优异的感光化射线性或感放射线性树脂组合物的制造方法、感光化射线性或感放射线性树脂组合物、感光化射线性或感放射线性膜、具备该膜的空白掩模、光掩模及图案形成方法、以及电子器件的制造方法及电子器件。本发明的感光化射线性或感放射线性树脂组合物的制造方法是关于含有树脂、酸产生剂、有机酸及溶剂的感光化射线性或感放射线性树脂组合物的制造方法，其特征在于包含选自下述工序(i)、工序(ii)及工序(iii)的任意工序，且所述感光化射线性或感放射线性树脂组合物中的有机酸的含有率是以该组合物中的所有固体成分为基准而言大于5质量％。(i)在实质上不含树脂及酸产生剂的溶液中溶解有机酸的工序，(ii)在含有酸产生剂、且实质上不含树脂的溶液中溶解有机酸的工序，及(iii)在含有树脂、且实质上不含酸产生剂的溶液中溶解有机酸的工序。

摘要： 本发明公开了一种基于线性回归和TCN的滚动轴承退化趋势预测方法，其特征在于，首先通过加速度传感器采集滚动轴承的全生命周期振动数据，计算获得数据的样本熵作为轴承的性能退化指标，对样本熵进行平滑预处理，然后根据线性回归模型和μ+3δ确定轴承的SPT点，分析不同的窗口长度对确定SPT的影响，最后将预处理后的样本熵值输入到训练好的TCN网络中进行退化趋势预测。本发明能有效且及时地确定轴承的SPT点，TCN能够很好地拟合轴承的性能退化趋势，避免由于发现轴承故障时间过晚而带来的设备不能安全运行的问题；本发明达到对设备健康管理的方法相比采用循环神经网络预测的方法准确率明显提高，为轴承的退化趋势预测方法提供了新思路。

摘要： 本发明涉及一种基于非线性回归模型的电气参数趋势预警及故障诊断方法，用于水电站有功功率、定子电压、定子电流、转子电压、转子电流的趋势预警和故障诊断分析，包括：获取机组运行过程中分析对象的强关联参数；采集机组实际运行过程中实际数据；数据量覆盖规程中该型号关联参数的最小和最大范围，且同一组数据为同一时刻；对采集到的历史运行数据进行筛选，去除数据中过渡状态的异常数据，得到机组典型稳态运行工况数据；基于步骤3到的数据进行数据建模，通过比对多种回归分析方程结果，最后确定最优理论模型；阈值设定；报警判断；故障诊断。本发明能够实现水电站有功功率、定子电压、定子电流、转子电压、转子电流趋势预警和故障诊断。

摘要： 本发明涉及一种海平面变化非线性趋势提取的方法，包括利用经验模态分解方法对海平面变化时间序列进行分解，得到具有不同频率的本征模函数和趋势项；利用模态函数法消除低频虚假分量，利用频率散度法标记消除高频噪声分量；采用傅里叶方法依次进行频谱分析，得到各个分量频谱图中峰值对应的频率，根据奈奎斯特定理剔除无效频率，并将频率转换为周期；得到所有可能的嵌入计算窗口，通过奇异谱分析，以经验模态分解的趋势项作为参考，选取差异最小的趋势项作为最终海平面变化的非线性趋势。本发明可实现最佳窗口的自动选取和最优海平面变化趋势的自动提取，自适应性好，效率高，趋势提取稳定，受时间序列长度影响小。

摘要： 本申请提供了一种定位跟踪系统、基于线性趋势预测的时延补偿方法，发送端将捕获目标的初始目标位置信息、目标实时位置偏差信息发送至控制端；对象端将对象端原始位置信息发送至控制端；控制端根据初始目标位置信息、目标实时位置偏差信息进行实时时延拟合，确定网络总延迟时间；并根据对象端的原始位置信息、目标实时位置偏差信息、网络总延迟时间，进行线性预测外推，确定对象端的实时前馈预测位置信息，并发送至对象端。本申请采用三种方法共同对网络时延进行数据采集，并对各项误差通过多元线性回归的方法进行数据拟合，有效消除任意长度的时延；对时延部分的跟踪信息进行线性趋势预测外推法进行前馈补偿，使目标图像数据与跟踪数据同步。

摘要： 本发明涉及生产安全技术领域，特别是指一种基于时序数据的颗粒度线性趋势自动生成方法及系统。该方法包括：S1、获取原始时序数据X0和时间颗粒度表；S2、根据当前时序数据Xi‑1，得到当前时间颗粒度时序Y；S3、根据当前时间颗粒度时序Y，得到线性趋势项Ti和周期项Pi；S4、根据当前时序数据Xi‑1、线性趋势项Ti和周期项Pi，得到新时序数据Xi；S5、重复S2至S4；S6、提取时间颗粒度表中各个颗粒度的趋势项。本发明通过原始时序数据和时间颗粒度表，最终得到各个颗粒度的趋势项，辅助人们把监测指标在不同颗粒度上的趋势分解清楚，进而分析生产中不同事件的影响，具有节约人工成本的优点。

摘要： 本发明公开了不同趋势下Logistic映射序列的非线性趋势项消除方法，包括步骤：步骤S1：采用数据集构造Logistic映射序列，基于Logistic映射序列构造混沌系统Logistic映射序列；步骤S2：将混沌系统Logistic映射序列与不同趋势叠加，得到不同趋势下的Logistic映射序列z，z＝zs+zt，zs是平稳项，zt是趋势项，步骤S3：采用构造的不同趋势下的Logistic映射序列消除原始信号中的非线性趋势项，得到信号的平稳部分。本发明计算简单、快速，是基于正则化原理的去趋势化方法，确定平滑先验法的正则化参数；根据趋势项的截止频率与特征值参数之间的一对一的数值关系，获得与频率分量对应的趋势项。

摘要： 本公开提出一种基于离散度线性趋势检验的航迹关联方法及装置，属于多传感器信息融合中的航迹关联领域。其中，所述方法包括：获取两部传感器在单个融合周期的航迹状态向量；将传感器1观测到的每条航迹分别与传感器2的所有航迹组合为混合航迹序列后得到对应传感器1观测到的每条航迹的混合航迹序列组；构建所述混合航迹序列组对应的离散度矩阵；对混合航迹序列组中的混合航迹序列进行同源航迹对的关联判定；对判定为同源航迹对的两条航迹对应的混合航迹序列先后进行离散度的线性趋势检验和多义性检验，检验通过后，航迹关联完成。本公开具有关联速度快、正确关联率高，因航迹交叉、分叉及合并带来的误关联概率大大降低。

摘要： 本申请提供了一种定位跟踪系统、基于线性趋势预测的时延补偿方法，发送端将捕获目标的初始目标位置信息、目标实时位置偏差信息发送至控制端；对象端将对象端原始位置信息发送至控制端；控制端根据初始目标位置信息、目标实时位置偏差信息进行实时时延拟合，确定网络总延迟时间；并根据对象端的原始位置信息、目标实时位置偏差信息、网络总延迟时间，进行线性预测外推，确定对象端的实时前馈预测位置信息，并发送至对象端。本申请采用三种方法共同对网络时延进行数据采集，并对各项误差通过多元线性回归的方法进行数据拟合，有效消除任意长度的时延；对时延部分的跟踪信息进行线性趋势预测外推法进行前馈补偿，使目标图像数据与跟踪数据同步。

摘要： 本发明涉及生产安全技术领域，特别是指一种基于时序数据的颗粒度线性趋势自动生成方法及系统。该方法包括：S1、获取原始时序数据X0和时间颗粒度表；S2、根据当前时序数据Xi‑1，得到当前时间颗粒度时序Y；S3、根据当前时间颗粒度时序Y，得到线性趋势项Ti和周期项Pi；S4、根据当前时序数据Xi‑1、线性趋势项Ti和周期项Pi，得到新时序数据Xi；S5、重复S2至S4；S6、提取时间颗粒度表中各个颗粒度的趋势项。本发明通过原始时序数据和时间颗粒度表，最终得到各个颗粒度的趋势项，辅助人们把监测指标在不同颗粒度上的趋势分解清楚，进而分析生产中不同事件的影响，具有节约人工成本的优点。