韶關市近50年干旱與煙草需水量變化特征研究

陳曉旸，羅福命，曾運東，何曉鴻，李茂軍，朱漢輝，鄧建良

（1.廣東省韶關市氣象局，廣東韶關512000；2.廣東煙草韶關市有限公司，廣東韶關512000）

根據IPCC 第六次評估報告，預計到2040年前后全球海陸表面氣溫將升高1.5~1.6 ℃，且人類活動是導致極端天氣的主要驅動力[1]。當前，我國極端天氣頻發，給人民的生命財產安全造成巨大的危害。其中干旱是影響范圍最廣，持續時間最長和災情最嚴重的自然災害之一。干旱會嚴重破壞地區水資源的供需平衡，從而制約地區的農業生產和社會經濟發展[2]。各國學者針對如何通過有效途徑進行干旱監測與評價都開展了大量的研究[3-5]。目前在研究中廣泛應用的干旱指數有帕爾默干旱指數(Palmer drought severity index，PDSI)、標準化降水指數(Standardized precipitation index，SPI)、綜合氣象干旱指數(Composite index of meteorological drought，CI)和標準化降水蒸散發指數(Standardized precipitation evapotranspiration index，SPEI)等[6]。其中標準化降水蒸散指數(SPEI)是Vicente-Serrano等在SPI指數的基礎上綜合考慮了降水和溫度因子所提出的一個新的氣象干旱指數，是監測干旱較優的工具[7]，目前已成為研究干旱中使用頻率最高的干旱指數。如趙茹欣等應用SPEI分析了黑龍江省1959-2014年干旱時空分布特征，發現其具有整體一致型和西北-東南對立分布兩種態勢[8]。Meza 等使用SPEI 指數研究智利的干旱特征，分析了其不同尺度下的干旱變化趨勢[9]。賴力等將SPEI 指數與植被狀態指數(VCI)結合起來，指出甘肅省的農業干旱對3 個月尺度的氣象干旱響應最靈敏[10]。

根據統計，21世紀以來，廣東省約24%的耕地經常遭遇干旱[11]，當前華南地區的干旱及水資源安全問題已成為人們的關注熱點之一。而廣東省韶關市森林資源和耕地資源豐富，既是全國重點林區，也是珠三角地區重要的農副產品和煙草供應基地，因此對氣候變化背景下韶關市的干旱特征深入研究具有重要的意義。丘蔚天[12]利用日降水的持續時間作為干旱的判別標準，分析了1967-2002年韶關市的持續干旱特征，但其對干旱的定義僅考慮了降水因素。本文利用綜合降水和溫度影響的SPEI 干旱指數，采用趨勢分析、ArcGIS 空間分析和MMK 檢驗等方法，對韶關市1971-2020年干旱時空變化特征進行了探討，并利用FAO 推薦的作物系數法，探究了煙草生長期需水量與SPEI指數之間的聯系，以期為韶關的農業抗旱、灌溉以及煙草種植管理提供科學指導。

1 數據與方法

本次研究選取韶關市8 個國家氣象站1971-2020年逐日氣象數據，氣象要素具體包括：10 m 平均風速、日平均氣溫、日最高，最低氣溫、日雨量、相對濕度、平均氣壓和光照時數。8 個氣象站點分布如圖1所示。數據經過了較為嚴格的修訂，包括數據錯誤訂正、遺失數據補漏、無效數據剔除，并經過氣候極值、內部一致性、空間一致性等質量控制，確保了數據的均一性和完整性。

圖1 韶關市氣象站點分布圖Fig.1 Distribution map of meteorological stations in Shaoguan City

根據廣東煙草韶關市有限公司提供的資料，整理出了韶關不同產區的烤煙生長發育期（表1）。因韶關的煙草種植主要集中在南雄和始興兩個產區，綜合考慮后，將3~6月定為韶關烤煙的生長發育期。

表1 韶關各產區烤煙生長發育期Tab.1 Growth period of flue cured tobacco in Shaoguan

1.1 標準化降水蒸散發指數SPEI

綜合比較了SPI、PDSI 和SPEI 三種干旱指數后，選取了融合蒸散發影響的SPEI 指數來監測干旱的變化特征。SPEI 的具體計算步驟如下：

(1)使用彭曼—蒙蒂斯（Penman-Monteith）公式[13]對潛在蒸散發（PET）進行計算，計算公式為：

式中：PET為潛在蒸散發量，mm/d；Rn為冠層表面凈輻射，MJ/(m2?d)；G為土壤熱通量，MJ/(m2?d)；T為平均氣溫，℃；es為飽和水汽壓，kPa；ea為實際水汽壓，kPa；Δ 為飽和水汽壓-氣溫關系曲線在T處的切線斜率，kPa/℃；γ為濕度計常數，kPa/℃；U2為近地面2 m高處的風速，m/s。

(2)利用式(1)計算逐月降水與潛在蒸散發差值：

式中：Di為月凈降水量，mm；Pi為月降水量，mm；PETi為月潛在蒸發量，mm。

(3)基于3 參數log-logistic 概率分布，對數據序列進行處理。其概率分布的累計函數為：

式中：α 為尺度參數；β為形狀參數；δ為Origin 參數，3 參數通過線性矩擬合獲得；F(x)為累積概率分布函數。

(4)對累計概率分布函數F(x)進行標準化正態處理，超過某個Di值的概率為P= 1-F(x)。

當P≤0.5 時，參數標準化降水蒸散發指數SPEI計算公式為：

當P＞0.5時，：

其他參數分別為C0= 2.515 517，C1= 0.802 853，C2=0.010 328，d1= 1.432 788，d2= 0.189 269，d3= 0.001308。

依據國家氣候中心2006年制定的《氣象干旱等級》[14]，對SPEI指數進行干旱等級劃分，結果見表2。

表2 SPEI指數干旱等級劃分Tab.2 Drought grade classification of SPEI

本文計算干旱發生頻率的公式如下：

式中：n為干旱發生次數；N為總次數。

若相應月份SPEI 指數小于或等于-0.5，就記為發生一次干旱。本次研究中將每年的5、8、11 和次年2月的SPEI-3 指數分別代表當年春、夏、秋、冬的干旱狀況，將每年12月的SPEI-12指數代表當年的年干旱狀況。

1.2 干旱站次比R

定義區域內干旱發生的站點數與全部站點數之比為干旱站次比，計算公式為：

式中：m為發生干旱的站點數；M為研究區域內的站點總數。當研究區域一半以上的站點發生干旱時，即R≥50%時，定義為全域性干旱；當R＜10%時認為無明顯干旱，10%≤R＜50%則定義為區域性干旱。

1.3 Sen’s 斜率估計

Sen’s 斜率估計方法主要用于計算韶關煙草生長期間降水、氣溫和SPEI 指數年際變化的斜率Qmed。對于時間序列xi=(x1,x2,…,xn)，Sen’s斜率的計算公式為：

式中：Median為取中值函數。

1.4 MMK（Modified Mann-Kendall）趨勢檢驗方法

MMK 趨勢檢驗方法主要用于檢驗降水、氣溫和SPEI 趨勢變化的顯著性。原始的MK 趨勢檢驗方法是基于假設序列獨立同分布，對于時間序列X=(x1,x2,…,xn)，定義統計量S為[15]：

假設各變量獨立同分布，則統計量S近似服從正態分布，其均值E(S)、方差Var(S)分別為[16]：

當序列長度n＞10時，計算Mann-Kendall統計量[17]：

通過給定的顯著性水平α，比較|Uc|與臨界值Uα的大小，即可判定序列趨勢的統計顯著性。

但實際中，序列的相關性會對Var(S)有明顯影響，因此本文采用Hamed 等改進的MMK 趨勢檢驗方法對存在相關性的序列進行檢驗分析，該方法主要對Var(S)進行修正，具體方法如下：

對于序列X=(x1,x2,…,xn)，首先利用式(8)計算序列的趨勢估計量Qmed，并從序列中去除改趨勢項，得到與原序列對應的平穩序列Y=(y1,y2,…,yn)：

然后，求序列Y對應的秩次序列Ri=1,2,..,n，并用其計算自相關系數[17]rk=1,2,..,n：

式中：Ri為yi的秩次，R是秩次的均值。然后，依據rk=1,2,..,n，計算修正系數η：

最后，改進后的趨勢統計量S的方差Var*(S)為：

將Var*(S)帶入式(13)，可得到基于MMK 趨勢檢驗方法的統計量，從而判斷某一顯著性水平下的序列趨勢顯著性。

1.5 煙草生長期需水量計算

煙草生長期需水量由生長期內逐旬需水量累積得到。逐旬需水量利用FAO 推薦的作物系數法計算，把標準條件下（長勢良好，供水充足）的逐旬蒸散發量作為理論需水量，計算公式[18]：

式中：ETc為逐旬作物需水量，mm；ET0為逐旬參照作物蒸散量，mm，該變量只與氣象要素有關，反映了不同地區不同時期大氣蒸發能力對作物需水量的影響；Kc為逐旬作物系數，反映了作物蒸騰、土壤蒸發的綜合效應，受作物類型、作物生長狀況、氣候條件和土壤蒸發等多種因素影響。

因韶關與貴州地形都以山區丘陵為主，環境氣候也相似。參考袁義杰[19]等研究成果，3~6月韶關煙草生長期內共有12旬，按順序逐旬作物系數采用表3 中的參數。本文中的ET0同樣采用公式(1)計算，ET0=PET。

表3 煙草旬作物系數Tab.3 Tobacco ten-day crop coefficient

2 結果與分析

2.1 不同時間尺度SPEI指數的變化特征

本文主要基于1、3 和12 個月尺度的SPEI 指數進行研究。韶關地區3 種不同時間尺度的SPEI 指數變化特征如圖2所示。1個月尺度（SPEI-1）數據量最大，能反映出干旱指數月際間的細微變化。根據SPEI-1，韶關市分別在2009年2月和2011年4月達到了特旱等級。3 個月尺度（SPEI-3）則可以反映干旱程度的季節性變化。由于其在計算中考慮了干旱的累積效應，與SPEI-1 相比在某些月份反映的干旱程度會更嚴重。如SPEI-3 顯示韶關市在2019年12月為特旱，但該月的SPEI-1僅達到重旱等級。12個月尺度（SPEI-12）則主要反映干濕條件的年際變化，其波動幅度最小。1971-2000年，韶關市共有7年發生干旱事件，無重旱，年內發生干旱的比例為23%。而在2001-2020年，共有8年達到了干旱等級，其中有一年是重旱，年內發生干旱的比例升至40%。因此，2000s 后，韶關市的干旱化有增強的趨勢，且發生重旱的可能性有所加大。

圖2 韶關市1、3和12個月尺度SPEI指數的時間變化Fig.2 Variation of SPEI at 1-month、3-month and 12-month scale in Shaoguan City

2.2 不同時間尺度干旱站次比

圖3 展示了1971-2020年韶關地區在年尺度和季節尺度上，干旱影響范圍的時間變化。從整體結果上看，四季中夏旱發生最為頻繁，且春、夏兩季較常發生全域性干旱事件。在過去的50a間，秋旱和冬旱的影響范圍都呈增加趨勢，春旱和夏旱的站次比則呈相反的下降趨勢。其中秋旱的站次比變化速率最為顯著，達到了3%/10a，說明韶關市的秋旱越趨嚴重。另外，通過比較發現，除秋季外，其余三季的干旱站次比均在1990s 出現了最小值，而2010s 春、秋和冬季的干旱站次比為次小值。因此，需特別注意韶關市在春、冬兩季發生年際間旱澇急轉的情況。

韶關地區年尺度干旱站次比以3.22%/10a 的速率上升。2000s 以前年內發生全域性干旱的比例為27%，而在2000s 后該比例升至45%。年干旱站次比同樣在1990s 出現了最小值，最大值出現在2000s，說明1990s 在氣象上屬于濕潤年。由此可見，近50a來，韶關地區年干旱影響范圍在不斷擴大，年內發生全域性干旱的風險在2000s后有明顯提高。

2.3 干旱頻率的時空變化特征

2.3.1 干旱頻率時間變化特征

基于SPEI-12 指數對50a 來韶關地區不同年代干旱事件的發生頻率進行統計，結果如圖4所示。由圖4（a）可知，1971-2020年，韶關地區干旱事件的發生頻率達到了30%，其中主要以中度干旱為主（16%），輕度干旱次之（12%），重度干旱最少（2%)，無特旱發生。重旱發生在2000s，而各年代干旱發生頻率無顯著差別。因此，近50a韶關市的干旱事件主要以中度干旱為主，干旱發生次數無明顯增多，且在2000s后重度干旱出現的可能性增大。

同樣，利用SPEI-3 指數，發現韶關四季的干旱發生頻次基本相同，且主要以輕度干旱為主[見圖4（b）]。其中春季和冬季各發生了一次特旱事件，而春、夏和秋季都有重旱發生。所以，韶關市在春季和冬季需關注極端干旱事件的發生，其余兩季則主要關注重旱的出現。

圖4 1971-2020年韶關市不同年際干旱發生頻率及不同季節干旱發生頻數Fig.4 Frequency of drought in different ages and seasons in Shaoguan from 1971 to 2020

2.3.2 干旱頻率空間變化特征

韶關市季節和年干旱發生頻率的空間分布如圖5所示?？芍仃P南部的翁源和新豐是春旱和夏旱發生頻率的高值區，頻率超過了34%。秋旱和冬旱則主要發生在韶關的中西部，頻率在32%~36%之間。值得注意的是，除冬季外，韶關曲江的干旱發生頻率在其余三季都超過了34%。因此曲江是季節尺度干旱事件的易發生地。在年干旱發生頻率方面，韶關各市縣無明顯差異。從整體上看，韶關年干旱發生頻率呈現一個“北多南少”的分布規律。

圖5 1971-2019年韶關市季節和年干旱發生頻率的空間分布圖Fig.5 Spatial distribution of frequency of seasonal and annual drought in Shaoguan City

2.4 干旱對韶關煙草生長發育期的影響

由于韶關烤煙的生長發育期主要集中在3月至6月，因此將每年6月的SPEI-4 指數（以下簡稱為SPEI 指數）代表當年煙草生長期內的干旱狀況。利用Sen’s 斜率估計法統計了1971-2020年韶關煙草生長期內的降水，氣溫和SPEI 指數的年際變化率，如圖6所示。近50a 以來，韶關乳源和曲江的降水年際變化速率分別達到了2.20 mm/a和5.35 mm/a，降水增幅明顯；相反其余市縣的降水則呈減少趨勢。同樣SPEI 指數也只在乳源和曲江是隨年際增加。除曲江外韶關其余各地的氣溫以約0.01 ℃/a 的速率上升。這個結果表明，1971年以后，隨著降水的減少和氣溫的增加，導致韶關北部和南部市縣的干旱化有加重的跡象。而乳源和曲江因降水明顯增多，干旱程度有所降低。

圖6 1971-2020年韶關煙草生長期內降水、氣溫和SPEI的年際變化趨勢Fig.6 Trends in rainfall、temperature and SPEI during tobacco growing period for the period 1971-2020

MMK 檢驗結果顯示，除曲江外韶關其他區域的氣溫變化都通過了置信度為5%的顯著性檢驗，而曲江的降水和SPEI指數都表現為顯著上升。這個結果一方面印證了近半個世紀全球變暖的氣候趨勢，另一方面也表明韶關煙草生長期內的干旱化是由降水和氣溫共同作用，其中降水占主導因素。降水的顯著增加配合氣溫降低，會使韶關的干旱程度顯著減弱。

由于韶關的煙草種植主要集中在南雄和始興兩個產區，其中南雄的SPEI 指數減小趨勢更為明顯。因此，為了進一步探究干旱指數SPEI 與煙草需水量之間的聯系，以南雄為例，采用公式(18)計算煙草生長期內的需水量。需水量和SPEI指數逐年的變化趨勢如圖7所示。從圖7 可知，南雄煙草生長期需水量變化范圍為113.3~255.11 mm，多年平均值為176.11 mm，最小值發生在1993年，最大值發生在2018年，需水量呈顯著遞增趨勢，通過α= 0.05 顯著性檢驗，遞增速率為5.98 mm/10a。運用Pearson 相關系數法對需水量與SPEI 指數進行相關性檢驗，相關系數達到了-0.52，說明兩者之間存在負相關。即當SPEI 指數表征的干旱程度加劇時，煙草需水量越大，干旱對煙草種植的影響越嚴重。因此對于韶關南雄市，由于其干旱程度在過去50年有增強的趨勢，在煙草生長期內更需關注干旱災害對當地煙草種植的影響。

圖7 韶關南雄市煙草生長階段需水量和SPEI指數變化規律Fig.7 Changes of water requirement and SPEI during tobacco growth stages in Nanxiong

3 討論與總結

本文選用韶關市8 個國家氣象站點1971-2020年逐日氣象數據，利用SPEI 干旱指數對韶關市的干旱時空變化特征進行了分析，并使用作物系數法探究了煙草生長期內韶關南雄煙草需水量與SPEI指數之間的關系。得出以下結論：

(1)韶關市SPEI指數和干旱站次比的變化趨勢表明，1971-2020年韶關市年干旱影響范圍在不斷擴大。在進入2000s后干旱化有增強的趨勢，年內發生全域性干旱和重旱的風險明顯增大。韶關春季和夏季都易發生全域性干旱事件，另外需特別關注韶關市在春、冬兩季發生年際間旱澇急轉的情況。

(2)干旱頻率的時空變化表明，近50a韶關市的年干旱事件主要以中度干旱為主，發生次數無明顯增多。年干旱發生頻率總體上呈現“北多南少”的分布規律。韶關四季干旱發生次數基本相同，其中曲江是季節尺度干旱事件易發生區域。在春季和冬季韶關需關注極端干旱事件的發生。

(3)MMK 趨勢檢驗表明，煙草生長發育期間（3~6月），自1971年以來韶關除曲江外其余市縣的氣溫都為顯著增加，而曲江的降水和SPEI 指數都顯示顯著上升。因此韶關的干旱化是由降水和氣溫共同作用，其中降水占主導因素。降水的顯著增加配合氣溫降低，會使韶關的干旱程度顯著減弱。

(4)1971-2020年，韶關南雄煙草生長期內的需水量以5.98 mm/10a 的速率顯著遞增，與SPEI 指數呈負相關。由于過去50a 間南雄的干旱程度有增強的趨勢，因此更需關注南雄的干旱災害對當地煙草種植的影響。

本文對韶關近50a的干旱和煙草需水量演變特征進行了分析，但研究仍存在一些不足之處。如引起干旱的因素較多，人類活動加劇和城市群的擴張等要素都會對干旱產生一定影響。本文僅從氣象要素角度考慮了其對干旱化的貢獻，結果較為片面，仍有待進一步探究。干旱對農業生產影響較大，所以還需繼續研究韶關南雄未來干旱化發展趨勢對當地煙草生長的定量影響，從而為當地未來的煙草種植提供更細致的科學指導。