本溪地區降水量變化分析

楊金寶

(遼寧省觀音閣水庫管理局，遼寧 本溪 117100)

本溪地區降水量變化分析

楊金寶

(遼寧省觀音閣水庫管理局，遼寧 本溪 117100)

文章通過使用氣候傾向率分析和Mann—Kendall檢驗法兩種方法對本溪地區49a的降水資料進行統計分析，總結出對工農業生產，合理、有效開發水資源、預防旱澇災害等方面有重要指導意義的規律。

降水量；年際變化；月際變化；Mann—kendall檢驗法

1 用氣候傾向率分析降水量變化趨勢

1.1 顯著性檢驗

顯著性檢驗的一般方法有t檢驗、F檢驗和U檢驗等，本文均使用t檢驗。顯著性水平α表示在原假設成立時，檢驗統計量T落在拒絕域內的概率，α越小，T落在拒絕域內的概率越小，原假設同測試結果之間的矛盾越顯著[1]。在進行假設檢驗時，選取多大的顯著性水平作為檢驗標準，要視具體情況而定。

1.2 降水量年際變化

根據計算，本溪地區平均降水量氣候傾向率為0.225mm/10a，隨時間呈上升趨勢變化,見表1。經顯著性檢驗，結果表明：本溪站和桓仁站降水量呈顯著上升趨勢，其它各站也均呈上升趨勢，但不明顯。以10a為一時間段分析發現，各站點年代間的變化趨勢無明顯規律性，但總體來看，70年代本溪地區基本上呈下降趨勢，草河口站下降尤其明顯達到-16.5mm/10a；80年代本溪站本溪縣站草河口站和桓仁站降水量呈顯著上升趨勢，并且通過顯著性水平為0.02和0.1的顯著性檢驗；而90年代以后降水量基本呈上升趨勢，顯著性不明顯。

降水量的值由低到高的順序排序為：本溪縣，本溪，桓仁，草河口。圖1為各地區逐年降水量值的變化情況，可以看到各地區降水量年際間變化在走勢上具有相似性。

表1 代表站降水量氣候傾向率 m/10a

備注：*和**分別表示通過了顯著性水平為0.1和0.02的t檢驗

圖1本溪地區降水量逐年變化情況

1.3 降水量的月際變化

四季分明，以季節為時間段分析降水量月際變化特征。根據研究區的氣候特點進行四季劃分：11—2月為冬季，3—5月為春季，6—8月為夏季，9—10月為秋季。

春季和冬季的降水量氣候傾向率均為正，且上升趨勢顯著，有3個站點通過了顯著性水平。即本溪地區各站在春季和冬季降水量都是呈上升趨勢，而夏季和秋季則是呈下降趨勢的，只有草河口的夏季降水量下降趨勢顯著。

草河口站無論春季上升還是夏季下降的趨勢都是非常顯著的，分別達到了14.6mm/10a和-18.4mm/10a。季節降水量氣候傾向率變化見表2。

表2 代表站各季節降水量氣候傾向率 mm/10a

*和**分別表示通過了顯著性水平為0.1和0.02的t檢驗

各氣象站降水量逐月變化具有一定規律性，變化曲線呈單峰形，左側斜率比右側大，可以看出降水量春季的攀升速度較快，見圖2。降水量最低值一般發生在1月份，而本溪，本溪縣，草河口和桓仁4個站最高值均發生在7月份，降水量峰值由高到低排列為草河口，桓仁，本溪及本溪縣。

圖2 代表站降水量逐月變化情況

2 用Mann—Kendall檢驗法分析降水量變化趨勢

2.1 Mann—Kendall檢驗法

在 Mann—Kendall檢驗中，原假設H0:時間序列數據(x1,…,xn)是n個獨立的、隨機變量同分布的樣本[2]；備擇假設H1是雙邊檢驗：對于所有的k,j≤n且k≠j，xk和xj的分布是不相同的，檢驗的統計變量S計算如下式：

(1)

(2)

S為正態分布，其均值為 0，方差Var(s)=n(n-1)(2n+5)/18。當n>10時，標準的正態統計變量，通過下式計算：

(3)

這樣，在雙邊的趨勢檢驗中，在給定的α置信水平上 ，如果︱Z︱≥Z1-α/2，則原假設是不可接受的，即在α置信水平上，時間序列數據存在明顯的上升或下降趨勢[3]。對于統計變量Z>0時，是上升趨勢，小于0時，則是下降趨勢。Z的絕對值在≥1.28，1.64，2.32時表示分別通過了信度90%，95%，99%的顯著性檢驗。

當Mann—Kendall檢驗進一步用于檢驗序列突變時，檢驗統計量同上述Z有所不同，通過構造一秩序列：

(4)

(5)

定義統計變量 ：

(6)

式中：E(Sk)=k(K+1)/4，Var(Sk)=k(k-1)(2k+5)/72

Ufk為標準正態分布，給定顯著性水平α，若︱Ufk︱>Uα/2，則表明序列存在明顯的趨勢變化。將時間序列x按逆序排列，再按上式計算，同時使

(8)

通過分析統計序列UFk和UBk可以進一步分析序列x的趨勢變化，而且可以明確突變的時間，指出突變的區域。若UFk值>0，則表明序列呈上升趨勢，小于0則表明呈下降趨勢，當它們超過臨界直線時 ，表明上升或下降趨勢顯著。如果UFk和UBk兩條曲線出現交點，且交點在臨界直線之間，那么交點對應的時刻就是突變開始的時刻。Ufk的絕對值在≥1.96時表示分別通過了信度95%的顯著性檢驗。

2.2 降水量年季變化特征分析

根據計算，本溪地區平均降水量Z值為0.08835，隨時間呈上升趨勢變化，見表3。從季節變化趨勢來看，春季本溪地區四個站降水量均呈上升趨勢變化，只有本溪縣通過了95%的顯著性檢驗，說明本溪縣春季降水量上升速度比較快。

夏季是全年降水量最大的季節，然而4個站卻均呈略微下降趨勢變化。秋季只有桓仁站呈上升趨勢，而本溪縣站下降趨勢顯著。冬季本溪站降水量呈上升趨勢，其余各站均呈下降趨勢，本溪縣站和草河口站Z值下降，分別達到了-1.543和-1.7929。

表4 代表站季節降水量Mann-kendall檢驗值

*和**分別表示通過了信度90%和95%的顯著性檢驗

2.3 降水量月際變化特征分析

圖3為用Mann—Kendall方法得到的本溪地區4個站降水量趨勢的檢驗結果，可以看出均呈上升的月份有3月，6月，11月。而均呈下降趨勢的有1月，2月和12月。連續最大3個月降水量值出現在6—8月，然而本溪站這3個月的降水量卻呈下降趨勢，特別是7月份，Z值為-1.51，下降趨勢顯著。本溪縣和草河口站7月份Z值雖為正數，但與6月份相比也有大幅下滑。

圖3代表站月際降水量Mann—kendall檢驗值

2.4 突變性檢驗

利用M-K檢驗突變分析本溪地區降水量的變化趨勢如圖4。由圖可見，本溪縣和桓仁站降水量變化趨勢不明顯，沒有什么突變發生，而本溪和草河口降水量存在突變。本溪站降水量發生兩次突變，分別是1978年和1986年，第1次在信度之外，第2次在信度之間，說明第一次突變比較顯著。從UFk 值就可看出，1958—1977年20a的時段UFk值為0.175，1978—1985年8a為-0.737，1986—2006年21a間為0.175。可見， 1978年的突變是由高值向低值跳躍，而1986年是由低值向高值跳躍。草河口站1958—1976年降水量變化比較平緩，突變點發生在1976年，之后出現明顯下降趨勢。從1982—2006年草河口降水量一直保持上升趨勢。

3 結 論

利用本溪地區4個氣象站1958—2006年間的氣象資料，運用氣候傾向率和Mann-kendall檢驗法，分析了本溪地區年際和月際降水量的氣候變化趨勢，主要結論為：

1)氣候傾向率與Mann-kendall檢驗法得出相同結論，即1958—2006年間本溪地區降水量隨時間呈上升趨勢變化,主要和全球氣溫普遍上升有關。

2)月際分析表明，降水量最小值發生在1月份，最大值發生在7月份，各站點變化情況具有一致性。伏天高溫多雨，對多數地區農作物的生長整體有利。但草河口和桓仁7月份降水量>200mm可能會影響作物的正常開花授粉，容易造成禿頂和空粒。

3)從季節上看，氣候傾向率和Mann-Kendall方法均得出春季本溪地區4個站降水量均呈上升趨勢變化，夏季雖然降水量最大，但降水量卻均呈下降趨勢，主要原因是季風氣候所帶來的影響。

4)本溪站降水量發生2次突變，分別是1978年和1986年，草河口站1958年到1976年降水量變化比較平緩，突變點發生在1976年，之后出現明顯下降趨勢，這與太陽黑子的活動規律每11a左右為1個周期的現象相關。

5)兩種方法都適用于本溪地區的降水量變化分析，客觀地反映本溪地區降水的實際情況，氣候傾向率分析能夠反映較長周期的降水變化規律，所需樣本要遵從一定的分布。

Mann-Kendall檢驗法分析是非參數檢驗方法，不需要樣本遵從一定的分布，也不受少數異常值的干擾，適用非正態分布的數據，計算簡便，能夠對降雨的突變性進行檢驗。

圖4代表站M—K突變檢驗計算圖

[1]張翀，李晶，任志遠.西北地區1962年至2000年降水量變化的時空特征分析[J].資源科學,2010,32(12):2298-2304.

[2]康淑媛，張勃，柳景峰，等.基于Mann-Kendall法的張掖市降水量時空分布規律分析[J].資源科學，2009,31(03):501-508.

[3]沈偉，艾成，湯英.新疆阿勒泰地區近55年降水量變化特征分析[J].人民黃河,2011,33(08):31-33,36.

1007-7596(2014)03-0014-04

2013-09-27

楊金寶(1968-)，男，遼寧丹東人，教授級高級工程師。

P468

B