TENDÊNCIA CLIMÁTICA SAZONAL DOS EVENTOS EXTREMOS E MÁXIMOS ABSOLUTOS DIÁRIOS DE CHUVA NO ESTADO DO PARANÁ

TENDÊNCIA CLIMÁTICA SAZONAL DOS EVENTOS EXTREMOS E MÁXIMOS ABSOLUTOS DIÁRIOS DE CHUVA NO ESTADO DO PARANÁ

Rosandro Boligon Minuzzi¹ Paulo Henrique Caramori²

¹Universidade Federal de Santa Catarina (UFSC), Dep. Engenharia Rural Av. Admar Gonzaga, 1346, Itacorubi – Florianópolis (SC), Brasil – CEP:88034-001

rbminuzzi@cca.ufsc.br

²Instituto Agronômico do Paraná (IAPAR)

Rodovia Celso Garcia Cid, km365 – Londrina (PR), Brasil – CEP: 86047-902 pcaramori@iapar.br

Abstract: Statistical methods were used to analyze the patterns of seasonal trend of extremes and absolute maximum daily rainfall in 21 cities in the state of Paraná. The extreme daily rainfall were considered seasonal values above the 0.95 percentile. The following months were defined as representative of each of the seasons: December to February (summer), March-May (autumn), June-August (winter) and September-November (spring). Regression Analysis and Kendall test in recent decades show that there was a slight increase in the number of days with extreme events and absolute maximum rainfall in Paraná.

Resumo: Metodologias estatísticas foram utilizadas para analisar a tendência sazonal dos eventos extremos e máximos absolutos diários de chuva em 21 municípios no estado do Paraná. Os extremos diários de chuva foram considerados aos valores sazonais acima do percentil 0,95. Os seguintes meses foram definidos como representativos de cada um dos períodos sazonais: dezembro a fevereiro (verão), março a maio (outono), junho a agosto (inverno) e setembro a novembro (primavera). A Análise de Regressão e o teste de Kendall mostram que nas últimas décadas houve um discreto aumento no número de dias com eventos extremos e máximos absolutos de chuva no Paraná.

1-Introdução

Ao longo do tempo, diferentes tipos de registros mostram que o clima foi sistematicamente variável com periodicidades de anos a séculos. Dentro do atual contexto de aquecimento global, os eventos de chuvas mais intensos e mais freqüentes são esperados na escala global, como resultado do maior conteúdo de água na atmosfera, favorecendo a maior instabilidade termodinâmica (Kunkel, 2003). Seguindo este raciocínio, o quarto relatório do IPCC mostra que houve um aumento das chuvas intensas em muitas regiões nas latitudes médias durante 1951 a 2003, e que eram esperadas em razão das mudanças na quantidade total de chuva (IPCC, 2007). Porém, atenta-se que na escala regional estas mudanças são muito divergentes e nem sempre acompanham a tendência global.

Obregón & Marengo (2007) analisando séries históricas de chuvas anuais, nos últimos 50 anos, constataram um aumento no total de chuva para todo o Sul do país, assim como, na freqüência e intensidade dos eventos extremos.

As projeções climáticas futuras são feitas com base em tendências observadas no passado. A precisão dos resultados depende da qualidade dos dados registrados. Diante destas considerações, neste estudo objetiva-se analisar o comportamento climático sazonal da intensidade dos extremos diários e máximos absolutos da chuva no estado do Paraná.

2- Materiais e métodos

Foram utilizados dados diários de chuva de estações hidrológicas localizadas no estado do Paraná (Figura 1) e pertencentes à Agência Nacional de Águas (ANA). Na Tabela 1, consta o ano de início das séries de chuva de cada estação que se estendem até 2006.

Figura 1. Localização geográfica das estações hidrológicas utilizadas no estudo e localizadas no Paraná.

Tabela 1. Código, coordenadas e início da série dos municípios onde localizam-se as estações utilizadas no estudo.

Municípios

Código

Latitude (°)

Longitude (°)

Início da série

Adrianópolis

Andirá

Antonina

Cândido de Abreu

Curitiba

Foz do Iguaçú

Guarapuava

Ivaiporã

Morretes

Pato Branco

Ponta Grossa

Porto Vitória

Prudentópolis

Quedas do Iguaçu

Quitandinha

Rio Negro

Santa Isabel do Ivaí

Tibaji

Londrina

Palmas

Mariluz

02449000

02350002

02548003

02451003

02549006

02554001

02551000

02451014

02548000

02652009

02550003

02651004

02550000

02552000

02549003

02649021

02353001

02450002

02351010

02652010

02353002

-24,65

-23,08

-25,23

-24,08

-25,43

-25,61

-25,45

-24,25

-25,46

-26,05

-25,13

-26,16

-25,20

-25,43

-25,95

-26,10

-23,00

-24,50

-23,37

-26,48

-23,91

-48,98

-50,28

-48,75

-51,15

-49,26

-54,46

-51,45

-51,65

-48,83

-52,80

-50,15

-51,21

-50,93

-52,90

-49,38

-49,80

-53,18

-50,40

-51,17

-52,00

-53,10

1945

1946

1947

1957

1890

1945

1955

1956

1945

1958

1946

1946

1946

1955

1945

1925

1958

1945

1955

1955

1958

As lacunas de observações foram preenchidas com dados de estações hidrológicas vizinhas, valendo-se do método de regressão linear como indicador de condições pluviométricas semelhantes ao nível de 5% e homogeneidade suficiente para se efetuar o preenchimento. O teste não-paramétrico denominado ‘run test’, ou teste de seqüência, foi aplicado para avaliar a homogeneidade das séries meteorológicas, como forma de minimizar o efeito de possíveis fatores não naturais nos registros meteorológicos (erros de leitura, mudança de instrumentos, etc). Recomendado pela Organização Meteorológica Mundial (OMM), em sua Nota Técnica, nº 81, o referido teste consiste na contagem do número de ocorrências de valores observados da série temporal, situados abaixo e acima da mediana, testando o resultado da contagem mediante uso de uma tabela de distribuição.

Dois métodos foram utilizados para testar a tendência sazonal (verão, outono, inverno e primavera) dos eventos extremos e máximos absolutos diários de chuva, a saber, o teste da Análise de Regressão e teste de Kendall (Kendall, 1938). A Análise de Regressão foi utilizada para indicar alterações climáticas por meio da significância do coeficiente angular de uma reta ajustada aos dados. O teste consiste em determinar o intervalo de confiança do coeficiente, sendo que, se este intervalo não incluir o valor zero, a tendência é significativa. O coeficiente de Kendall é um teste não-paramétrico e considera a diferença entre a probabilidade que os dados observados de duas variáveis estejam na mesma ordem, contra a probabilidade que os mesmos dados estejam em ordens diferentes para as referidas variáveis. Um valor positivo do coeficiente de Kendall indica uma tendência de aumento, enquanto um valor negativo indica uma tendência de decréscimo, desde que, significativos ao nível de significância de 10% ou 5%, obtidos pelo p-valor.

Os extremos diários de chuva foram considerados aos valores sazonais acima do percentil 0,95. Os seguintes meses foram definidos como representativos de cada um dos períodos sazonais: dezembro a fevereiro (verão), março a maio (outono), junho a agosto (inverno) e setembro a novembro (primavera).

3- Resultados e discussões

Houve poucas situações sazonais de séries consideradas estatisticamente como ‘não homogêneas’ (NH). Dentre as 21 estações hidrológicas utilizadas no estudo, o verão (outono) foi o período com a maior (menor) ocorrência de séries ‘não homogêneas’ e a estação de Ponta Grossa a única a ter mais do que duas situações de períodos sazonais ‘não homogêneos’ (Tabela 2). Tabela 2. Resultados do teste de sequência (Run test) sazonal para definição das séries de chuva como homogênea (H) ou não homogênea (NH).

Municípios

Verão

Outono

Inverno

Primavera

Adrianópolis

Andira

Antonina

Cândido de Abreu

Curitiba

Foz do Iguaçú

Guarapuava

Ivaiporã

Morretes

Pato Branco

Ponta Grossa

Porto Vitória

Prudentópolis

Quedas do Iguaçu

Quitandinha

Rio Negro

Santa Isabel do Ivaí

Tibaji

Londrina

Palmas

Mariluz

NH

NH

H

NH

H

H

H

H

NH

H

NH

H

H

H

H

NH

H

NH

H

H

H

H

H

H

H

H

H

H

H

H

NH

H

H

H

H

H

H

H

H

H

H

H

H

H

H

NH

NH

H

NH

H

H

H

NH

H

H

H

H

H

H

H

NH

H

H

NH

H

H

H

H

H

NH

H

H

H

NH

H

H

H

H

NH

H

NH

H

H

H

Desde meados da década de XX, há uma tendência de aumento dos extremos e máximos absolutos diários de chuva, mas sem a identificação de um período sazonal predominantemente com as maiores ocorrências (Tabela 3). Esta tendência é condizente com o aumento nas quantidades de chuva observadas no Paraná, principalmente na primavera e na metade leste do estado (Minuzzi e Caramori, 2010). Porém, essa associação (aumento nos extremos e máximos absolutos diários com as quantias de chuva) não é aplicada rigorosamente na análise por estações hidrológicas. Como exemplos, os municípios de Adrianópolis e Rio Negro possuem tendência de aumento nos extremos diários de chuva em todos os períodos sazonais, mas o primeiro, como mostrado em Minuzzi & Caramori (2010), não possui nenhuma tendência de aumento nas quantidades sazonais de chuva. Na contrapartida, citam-se alguns municípios onde o aumento nas quantidades de chuva pode ser explicado pelo aumento no número de ocorrências de extremos diários, como em Antonina (inverno e primavera), em Cândido de Abreu (outono), Prudentópolis (verão e primavera), Morretes e Quitandinha (inverno), Ponta Grossa e Tibaji (primavera). Estes resultados para o Paraná contrariam em parte, aos obtidos pelo IPCC (2007) e Haylock et al. (2006). Neste último estudo, os cientistas encontraram praticamente o mesmo padrão nas tendências de eventos extremos e na quantidade de chuva anual para a América do Sul durante as últimas décadas. Isto ratifica a importância na análise da variabilidade climática em escalas regionais. Re & Barros (2009) destacam que para o sudeste da América do Sul, especificamente na região que envolve parte do Sul do Brasil, a tendência positiva encontrada na

ocorrência de chuvas fortes de 1959 a 2002, tem grande probabilidade de não ser resultante de variabilidade interanual.

Os sinais encontrados nos extremos e máximos absolutos de chuva nas estações/períodos sazonais são equivalentes, havendo nos extremos chuvosos um maior número de resultados significativos. O pequeno número de sinais negativos obtidos em Foz do Iguaçú, Quedas do Iguaçú e Ivaiporã provavelmente deve-se a fatores de microclima ou a erros de coleta/registro não perceptíveis pelo Run Test.

Tabela 3. Tendência da intensidade dos extremos diários e máximos absolutos da chuva sazonal em alguns municípios do Paraná

Verao Outono Inverno Primavera Verao Outono Inverno Primavera

Adrianópolis ++ ++ ++ ++ ++ ++ + ++ Andira ns ns ns ns ns ns ns ns Antonina ns ns ++ ++ ns ns ns ++ Cândido de Abreu ns ++ ns ns ns ns ns ns Curitiba ns ns ns ns ns ns ns ns Foz do Iguaçú - - ns ns ns ns ns ns Guarapuava ns ns ns ns ns ns ns ns Ivaiporã -- ns ns ns ns ns ns ns Morretes ns ns + ns ++ ns ++ ++ Pato Branco ns ns ns ns ns ns ns ns Ponta Grossa ns ns ns ++ ns ns ns ++ Porto Vitória ns ns ++ ns ns ns ++ ns Prudentópolis ++ ns ns ++ ++ ns ns ns Quedas do Iguaçu ns ns -- ns + ns -- ns Quintandinha + ns ++ ns ns ns ++ ns Rio Negro ++ + ++ + ns ++ ++ ns

Santa Isabel do Ivaí ++ ns + ns ++ ns ns ns

Tibaji ns ns ns + ns ns ns ++

Londrina ns ns ns ns ns ns ns ns

Palmas ns ns ns ns ns ns ns ns

Mariluz ns ++ ns ns ns ++ ns ns

ns=Não significativo; ++ e -- Significativo a 5%; + e - Significativo a 10%

Extremos diários de precipitação Máximos absolutos diários de precipitação

4- Conclusões

Desde meados do século XX, houve um discreto aumento no número de dias com eventos extremos e máximos absolutos de chuva no Paraná.

5- Referências bibliográficas

HAYLOCK, M.R.; PETERSON, T.; ABREU DE SOUSA, J.R.; ALVES, L.M.; AMBRIZZI, T.; ANUNCIAÇÃO, Y.M.T.; BAEZ, J.; BARBOSA DE BRITO, J.I.; BARROS, V.R.; BERLATO, M.A.; BIDEGAIN, M.; CORONEL, G.; CORRADI, V.; GARCIA, V.J.; GRIMM, A.M.; JAILDO DOS ANJOS, R.; KAROLY, D.; MARENGO, J.A.; MARINO, M.B.; MEIRA, P.R.; MIRANDA, G.C.; MOLION, L.; MONCUNILL, D.F.; NECHET, D.; ONTANEDA, G.; QUINTANA, J.; RAMIREZ, E.; REBELLO, E.; RUSTICUCCI, M.; SANTOS, J.L.; TREBEJO, I.; VINCENT, L. Trends in total and extreme South American temperature 1960–2000 and links with sea surface temperature. Journal of Climate, 19:1490–1512. 2006

IPCC. 2007. Summary for policymakers. In: Solomon, S.; Qin, D.; Manning, M.; Chen, Z.; Marquis, M.; Averyt, K.B.; Tignor, M.; Miller, H.L. (eds) Climate change 2007: the physical science basis. Contribution of Working Group I to the Fourth Assessment Report of the Intergovernmental Panel on Climate Change. Cambridge University Press, Cambridge.

MINUZZI, R.B.; CARAMORI, P.H. Tendência climática sazonal e anual da chuva da quantidade de chuva no estado do Paraná. In: CONGRESSO BRASILEIRO DE METEOROLOGIA, 16, Belém, PA: SBMet. Anais… Belém, CD-Rom. 2010

KENDALL, M. A new measure of rank correlation. Biometrika, 30:81-89. 1938

KUNKEL, K. North American trends in extreme precipitation. Nature Hazards, 29:291-305. 2003 OBREGÓN, G.; MARENGO, J.A. Caracterização do clima do século XX no Brasil: Tendências de chuvas e temperaturas médias e extremas. Relatório nº 2. Mudanças climáticas Globais e efeitos sobre a biodiversidade. Brasília, Ministério do Meio Ambiente. 91p. 2007

RE, M.; BARROS, V.R. Extreme rainfalls in SE South America. Climatic Change, 96:119-136. 2009