白洋淀西部平原參考作物騰發量長期變化趨勢及其成因

高惠嫣，朱 睿，劉宏權，杜秀萍，陳任強，柴春嶺

（1.河北農業大學，河北保定 071001；2.保定市水利水電勘測設計院，河北保定 071000）

0 引 言

根據IPCC 第五次評估報告，全球地表持續升溫，1880-2012年全球平均溫度升高0.85 ℃［1］。中國氣候變化的趨勢與全球氣候變化趨勢基本一致，近50 a 平均地表氣溫增溫速率接近0.22 ℃/10 a［2］。華北平原1960-2013年平均溫度整體呈現顯著上升趨勢，氣候傾向率為0.23 ℃/10 a［3］。隨著氣候變化和人類活動的影響，蒸散發的變化受到的關注也越來越多［4-12］。黃河流域［13，14］、淮河流域［15，16］、海河流域［17，18］、長江流域［19］等地ET0的變化分析結果表明，不同地區蒸散發的變化形式及其成因都不盡相同。Mann-Kendall（MK）趨勢檢驗法［20，21］是非參數檢驗，不需要待檢序列服從某一概率分布。該方法是目前氣象水文領域進行趨勢判斷的主要方法，在蒸散發量、溫度、日照、降水、徑流等氣象水文要素時間序列統計領域應用較廣［16，18，22-29］。

白洋淀流域位于華北平原中部，地勢西高東低，由大清河山區和大清河淀西平原組成。潴龍河、孝義河、唐河、清水河、漕河、瀑河等穿過淀西平原流入白洋淀。淀西平原水資源開發利用及生態環境狀況，直接影響流入白洋淀的水量及水環境，繼而影響雄安新區的生態系統安全。許多學者［30-34］對白洋淀流域在氣候、生態環境、地下水位變化等方面進行了深入研究。本文采用FAO 推薦Penman-Monteith 公式［35-38］計算了淀西平原1955-2018年逐日參考作物騰發量（Reference Evapotranspiration，ET0），分析了參考作物騰發量及其構成項輻射項和空氣動力學項的長期變化規律，利用Mann-Kendall 非參數檢驗法分析了參考作物騰發量及其主要驅動因素平均溫度、相對濕度、日照和風速的變化趨勢，并利用偏相關分析獲得ET0和主要驅動因素之間的關系，揭示該區域氣候和蒸散發變化規律，為應對氣候變化對農業產生的影響、發展旱作節水農業、促進水資源合理開發利用、改善白洋淀水生態環境、維護雄安新區生態系統安全提供理論基礎。

1 研究區概況及方法

1.1 研究區概況

淀西平原屬于海河流域大清河水系，位于白溝河、潴龍河以西，百米等高線以下的地區面積12 323 km2（見圖1）。區內地勢平坦開闊，土層深厚，質地良好，作物單產水平較高，是中國糧食主產區之一。典型農作制度為冬小麥-夏玉米一年兩熟制。白洋淀流域及周邊有保定、蔚縣等7個國家基本氣象站，其中保定站位于淀西平原內，代表性較好，地理位置東經115°34'，北緯38°53'。保定站氣象資料來源中國氣象數據網（http：//data.cma.cn/），1955-2018年逐日氣象資料包括最高氣溫、最低氣溫、平均氣溫、風速、日照時數和相對濕度等6個參數。

圖1 淀西平原位置圖Fig.1 Location map of the Dianxi Plain

1.2 計算分析方法

1.2.1 參考作物騰發量計算方法

用FAO 推薦的Penman-Monteith 公式計算逐日參考作物騰發量ET0，計算公式：

式中：ETo為參考作物騰發量，mm/d；ETrad為參考作物騰發量輻射量，mm/d；ETaero為參考作物騰發量空氣動力學量，mm/d；Rn為作物表面的凈輻射量，MJ/（m2·d）；G為土壤熱通量，MJ/（m2·d）；u2為2 m 高處日平均風速，m/s；T為日平均氣溫，℃；r為常用的干濕表中的固定常數，kPa/℃；Δ為飽和水汽壓ea與溫度曲線的斜率，kPa/℃；ea為飽和水汽壓，kPa；ed為實際水汽壓，kPa；

1.2.2 Mann-Kendall趨勢檢驗

在Mann-Kendall［39，40］檢驗中，原假設H0為時間序列數據（x1，x2，…，xn），是n個獨立的、隨機變量同分布的樣本；備擇假設H1是雙邊檢驗。對于所有的i，j≤n，且i≠j，xi和xj的分布是不相同的。定義檢驗統計量S為：

式中：sign（）為符號函數。

S為正態分布，其均值為0，方 差Var(S)=n(n- 1 )( 2n+ 5 )/18。

M-K統計量S大于、等于、小于零時分別為：

在雙邊趨勢檢驗中，對于給定的置信水平α，若|Z|≥Z1-α/2，則原假設H0是不可接受的，即在置信水平α上，時間序列數據存在明顯的上升或下降趨勢。Z為正值表示增加趨勢，負值表示減少趨勢。Z的絕對值在大于等于1.28、1.64、2.32時表示分別通過了信度90%、95%、99%顯著性檢驗。

1.2.3 非參數Mann-Kendall法突變檢測

設氣候序列為x1，x2，…，xn，Sk表示第i個樣本Xi＞Xj(1 ≤j≤i)的累計數，定義統計量：

在時間序列隨機獨立的假定下，Sk的均值和方差分別為：

將Sk標準化：

其中UF1= 0。給定顯著水平α，若|UFk|＞Uα，則表明序列存在明顯的趨勢變化。所有UFk可組成一條曲線。將此方法引用到反序列，把反序列xn，xn-1，…，x1表示為表示第i個樣本Xi＞Xj(1 ≤j≤i)的累計數。當i'=n+ 1-i時，則反序列的UBk由下式給出：

式中：UB1= 0；i，i'= 1，2，…，n。

給定顯著性水平，如α=0.05，那么臨界值U0.05= ±1.96。若UFk的值大于0，則表明序列呈上升趨勢，小于0 則表明呈下降趨勢。UFk在臨界線內變動，表明變化曲線趨勢和突變不明顯，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兩條曲線在置信區間內出現交點，則交點對應的時刻即為突變開始的時間，超過臨界線的范圍確定為出現突變的時間區域；若交點出現在臨界線外或出現多個交點，可結合其他檢驗方法進一步判斷是否為突變點。

2 結果分析

2.1 參考作物騰發量長期變化規律

2.1.1年際變化規律

用Penman-Monteith 公式計算淀西平原1955-2018年逐日參考作物騰發量，求和得到年參考作物騰發量。用M-K方法分析年參考作物騰發量長期變化趨勢和突變，具體結果見圖2～3。

圖2 1955-2018年淀西平原參考作物騰發量變化趨勢分析Fig.2 The trend and mutation analysis of ET0 during 1955-2018 in Dianxi Plain

分析圖2 可知，1955-2018年淀西平原參考作物騰發量總體呈下降趨勢。計算參考作物騰發量M-K統計值為-4.779 7，通過了0.01 的顯著性檢驗，表明年參考作物騰發量降低趨勢非常明顯，ET0傾向率為-19.5 mm/10 a。1955-2018年多年平均參考作物騰發量為1 070.5 mm，參考作物騰發量變化范圍在921.2～1 238.2 mm。從參考作物騰發量突變分析圖可以知，1991年以后，參考作物騰發量UFk曲線超出界限，其下降趨勢顯著。1991-2002年UFk曲線呈現“V”，1996年參考作物騰發量在“V”底部，其值為970.8 mm。

參考作物騰發量由輻射項和空氣動力學項等兩項組成，對1955-2018年64 a 的參考作物騰發量構成項、輻射項和空氣動力學項進行了分析，多年平均輻射項為655.0 mm，最大值為718.0 mm，最小值為568.7 mm；多年平均空氣動力學項為415.1 mm，最大值為542.3 mm，最小值為242.9 mm。多年平均輻射項占參考作物騰發量的百分比為61.2%，年際間變化范圍54.2%～73.6%；多年平均空氣動力學項占參考作物騰發量的百分比為38.8%，年際間變化范圍為26.4%～45.8%，如圖3 所示。參考作物騰發量、輻射項和空氣動力學項在64年長期變化趨勢基本一致，均呈下降趨勢。參考作物騰發量下降趨勢比輻射項和空氣動力學項明顯。輻射項和空氣動力學項M-K統計值分別為-4.130 9 和-2.415 9，均通過了0.01 的顯著性檢驗，表明輻射項和空氣動力學項降低趨勢顯著。

圖3 1955-2018年淀西平原參考作物騰發量、輻射項、空氣動力學項年際變化規律Fig.3 The variation regularity of ET0，ETrad and ETaero during 1955-2018 in Dianxi Plain

2.1.2年內變化規律

分析圖4 可知，1955-2018年多年平均日參考作物騰發量年內呈單峰曲線，多年平均值為2.9 mm/d；6月11日最大，其值為6.1 mm/d。輻射項年內變化與參考作物騰發量變化趨勢相同，亦呈單峰曲線，多年平均值為1.8 mm/d；6月19日最大，其值為3.8 mm/d。空氣動力學項年內變化呈雙峰曲線，兩個峰值范圍分別出現在4-6月和9-10月，第一個峰值為2.3 mm/d，第二個峰值為1.1 mm/d，第一個峰值比第二個大，且持續時間長。參考作物騰發量6月最大，其值為162.8 mm/月，12月最小，其值為25.0 mm/月。輻射項7月最大，其值107.9 mm/月；12月最小，其值為6.6 mm/月。從4月至10月以輻射項為主，輻射項占參考作物騰發量的比例53.0%～80.2%，其他時段空氣動力學項占的比例大些，其值為52.4%～73.6%。

圖4 參考作物騰發量、輻射項和空氣動力學項年內變化規律Fig.4 The trend of the annual average daily ET0，ETrad and ETaero

2.2 氣象因素變化規律

采用M-K方法分析了淀西平原1955-2018年共64 a 的長期氣候變化趨勢，包括平均溫度、相對濕度、日照小時數和平均風速等，結果見表1和圖5～10。

分析表1 和圖5 可知，淀西平原年平均溫度64 a 來總體呈上升趨勢，M-K統計值為4.605 9，通過了0.01的顯著性檢驗，表明年平均溫度增加趨勢非常明顯，溫度傾向率為0.23 ℃/10 a。多年平均溫度12.86 ℃。其中，從1955-2010年平均溫度呈明顯上升趨勢，2011年平均溫度開始下降，2012年平均溫度降低至近期最小值12.00 ℃，而后年平均溫度開始上升。每10 a 平均溫度變化范圍是-0.97～0.77 ℃。溫度上升期也是我國經濟快速發展時期，20 世紀80年代以后我國經濟快速發展，平均溫度不斷升高；近期隨著對生態環境的關注，經濟發展政策的調整，平均溫度開始震蕩下降，人類活動是平均溫度變化的重要影響因素。由UF（k）和UB（k）兩條曲線交點的位置可以確定淀西平原年平均溫度突變的位置，具體年份是1985年。1985年以后平均氣溫增加趨勢非常明顯，2008年以后年平均氣溫出現下降趨勢，2012年平均溫度局部最小值12.00 ℃，而后平均氣溫開始比較平穩。1992-2018年UF（k）曲線超出臨界線范圍，即出現突變的時間區域，該時段平均氣溫上升趨勢顯著。突變分析結果與趨勢分析相同。

表1 1950-2018年淀西平原氣象因素M-K統計值Tab.1 M-K value of meteorological factors in Dianxi Plain

圖5 1955-2018年淀西平原平均溫度變化趨勢分析Fig.5 The trend and mutation analysis of mean annual temperature during 1955-2018 in Dianxi Plain

由表1 和圖6 可知，淀西平原年平均相對濕度64 a 來總體呈下升趨勢，M-K統計值為-2.207 4，通過了0.05 的顯著性檢驗，表明年平均濕度降低趨勢明顯，濕度傾向率為-0.58%/10 a。多年平均相對濕度為61.69%，1964年平均相對濕度最大，其值為76.22%。每10 a平均相對濕度增大和減小交替變化，但變幅較小，最大-3.27%。由UF（k）和UB（k）兩條曲線交點的位置可以確定淀西平原年平均濕度突變的位置，具體年份是1979年。1995年以后，UF（k）曲線超出臨界線，表明1995年以后年平均濕度下降趨勢顯著，到2010年達到局部小值，該年平均濕度為53.46%，而后平均濕度開始上升。

圖6 1955-2018年淀西平原相對濕度變化趨勢分析Fig.6 The trend and mutation analysis of mean relative humidity during 1955-2018 in Dianxi Plain

由表1 和圖7 可知，淀西平原年日照小時數64 a 來總體呈下升趨勢，M-K統計值為-7.103 0，通過了0.01 的顯著性檢驗，表明年日照小時數降低趨勢非常明顯，日照時數傾向率-138.85 h/10 a。多年平均日照小時數為2 427.90 h，20世紀80年代，年日照小時數最高，其值為2 659.01 h/a，而后呈階梯狀下降，每10 a平均下降256.75 h。1990年后，UFk曲線超出界限，表明1990年以后年日照時數下降趨勢顯著。

圖7 1955-2018年淀西平原年日照時數變化趨勢分析Fig.7 The trend and mutation analysis of annual sunshine hours during 1955-2018 in Dianxi Plain

由表1 和圖8 可知，淀西平原年平均風速64 a 來總體呈下降趨勢，M-K統計值為-4.484 3，通過了0.01 的顯著性檢驗，表明年平均風速降低趨勢非常明顯，風速傾向率為-0.09 m/s/10 a。多年平均風速為2.04 m/s，1955年風速最大，其值為2.51 m/s。20世紀70年代以前，每10 a平均風速呈上升趨勢；70年代以后，每10年平均風速呈階梯狀下降；2010 以后，年平均風速有所回升，其值為2.02 m/s。由UFk和UBk兩條曲線交點的位置可以確定淀西平原年平均風速突變的位置，具體年份是1981年。1987年以后，UFk曲線超出界限，表明1987年以后平均風速下降趨勢顯著。

圖8 1955-2018年淀西平原平均風速變化趨勢分析Fig.8 The trend and mutation analysis of average wind speed during 1955-2018 in Dianxi Plain

2.3 參考作物騰發量與氣象因素的關系

采用SPSS19.0 軟件，分析了淀西平原1955-2018年逐日參考作物騰發量與日平均溫度、相對濕度、平均風速以及日照時數之間的相關關系，樣本數量為23 376 個，非缺失值例數23 376，其他結果見表2。

表2 參考作物騰發量與氣象因素偏相關性分析結果Tab.2 Correlation analyses of ET0 and meteorological factors

由表2可知，在相對濕度、日照時數和平均風速作為控制變量的條件下，參考作物騰發量與平均溫度偏相關系數0.909，自由度為23 371，顯著性檢驗P值為0，說明參考作物騰發量與平均溫度呈線性正相關，而且具有較強的相關關系；在平均溫度、日照時數和平均風速作為控制變量的條件下，參考作物騰發量與相對濕度偏相關系數為-0.371，自由度23 371，顯著性檢驗P值為0，參考作物騰發量與相對濕度呈線性負相關，而且相關關系較強；在平均溫度、相對濕度和平均風速作為控制變量的條件下，參考作物騰發量與日照時數偏相關系數0.608，自由度23 371，顯著性檢驗P值為0，說明在該條件下兩者之間線性正相關性更強；在平均溫度、相對濕度和日照時數為控制變量的條件下，參考作物騰發量與平均風速偏相關系數0.534，自由度23 371，顯著性檢驗P值為0，說明兩者實際相關性更強一些。

從偏相關分析來看，參考作物騰發量與平均溫度、日照時數、平均風速呈線性正相關，相關性由強到弱排序依次為平均溫度、日照時數和平均風速；參考作物騰發量與相對濕度呈線性負相關。1955-2018年淀西平原平均溫度增加顯著，傾向率為0.23 ℃/10 a；日照時數、平均風速和相對濕度均呈顯著下降趨勢，日照時數、平均風速和相對濕度的傾向率分別為-138.85 h/10 a 和-0.09 m/（s·10 a-1）和-0.58%/10 a。近64 a 參考作物騰發量呈顯著下降趨勢，傾向率為-19.5 mm/10 a，參考作物騰發量與平均溫度呈相悖關系，在淀西平原“蒸發悖論”［24，41-42］也存在。淀西平原參考作物騰發量下降的主要原因是日照時數減少和平均風速降低。

3 研究結論

采用FAO 推薦的Penman-Monteith 計算了淀西平原1955-2018年逐日參考作物騰發量，并分析了參考作物騰發量ET0及其構成項輻射項ETrad和空氣動力學項ETaero年際和年內變化規律。采用M-K方法分析了參考作物騰發量及其主要驅動因素平均溫度、相對濕度、日照和風速等氣象因素的長期變化趨勢及突變情況。在此基礎上分析了氣候變化對參考作物騰發量的影響，為應對該區域氣候變化對農業產生的影響、發展旱作節水農業減少水資源開發提供理論基礎。主要結論如下。

（1）1955-2018年近64 a 淀西平原參考作物騰發量總體呈下降趨勢，M-K統計值為-4.779 7，通過了0.01 的顯著性檢驗，表明年參考作物騰發量降低趨勢非常明顯，ET0傾向率為-19.5 mm/10 a。多年平均日參考作物騰發量年內呈單峰曲線，多年平均值為2.9 mm/d；從4月至10月以輻射項為主，輻射項占參考作物騰發量的比例53.0%～80.2%，其他時段空氣動力學項占的比例大些。

（2）采用M-K方法分析了淀西平原64 a長期氣象因素的變化趨勢和突變情況。淀西平原多年平均溫度12.86 ℃，平均溫度呈顯著上升趨勢；多年平均相對濕度、日照小時數和平均風速分別為61.69%、2 427.90 h和2.04 m/s，3個因素總體均呈下降趨勢，且下降趨勢非常明顯。

（3）從偏相關分析來看，參考作物騰發量與平均溫度、日照時數、平均風速呈顯著正相關，相關性由強到弱排序依次為平均溫度、日照時數和平均風速；參考作物騰發量與相對濕度呈顯著負相關。近64 a 淀西平原平均溫度增加顯著，平均溫度傾向率為0.23 ℃/10 a；日照時數和平均風速均呈顯著下降趨勢，日照時數和平均風速傾向率分別為-138.85 h/10 a 和-0.09 m/（s·10 a-1）；考作物騰發量呈顯著下降趨勢，傾向率為-19.5 mm/10 a，其主要原因是顯著下降的日照時數和風速。 □