淮北平原氣象要素變化趨勢分析

胡永勝

（安徽省（水利部淮河水利委員會）水利科學(xué)研究院（安徽省水利工程質(zhì)量檢測中心站），安徽蚌埠 233000；水利水資源安徽省重點實驗室，安徽蚌埠 233000）

淮北平原處于我國中東部，是重要的糧食基地之一，水資源相對匱乏且開發(fā)利用程度高，旱澇交替發(fā)生。水文氣象要素變化時刻影響著氣候的變化，隨著經(jīng)濟社會的快速發(fā)展，溫室氣體的大量排放使得氣溫不斷升高，溫度升高又對生態(tài)系統(tǒng)和生活環(huán)境造成了災(zāi)難性的影響，氣候變化已成為人人關(guān)注的熱點問題[1]。

自20世紀(jì)60年代以來，眾多學(xué)者開展了水文循環(huán)演變規(guī)律的研究，由于近年來極端天氣頻發(fā)，春秋兩季時間越來越短，氣候變化對水文循環(huán)演變規(guī)律的影響已成為國內(nèi)外學(xué)者重要的研究課題之一。湯奇成等[2]分別對洞庭湖地區(qū)和祁連山地區(qū)的水文規(guī)律進行了大量的描述性分析，徐劍峰和劉永福[3]對呼倫貝爾草原降水、水面蒸發(fā)和徑流量的變化規(guī)律進行了分析，王建等[4]采用累計距平法對新疆地區(qū)水文特征進行了分析，王振龍等[5]對淮北平原地區(qū)長期變化趨勢及特征進行了分析，張洪波等[6]研究了水文規(guī)律對生態(tài)系統(tǒng)的響應(yīng)機制。近10年來，眾多學(xué)者對多地區(qū)域性水文演變規(guī)律及特征變化進行了大量的研究，研究多采用氣候傾向率法、MK 檢驗及小波分析對水文要素隨機性、突變性及周期性進行分析[7-8]。

如何定量和定性地分析氣象要素變化趨勢對淮北平原水文循環(huán)演變規(guī)律的影響[9-10]，對區(qū)域性水資源可持續(xù)發(fā)展及規(guī)劃有著重大意義。為此，本文利用五道溝實驗站1971—2019 年長序列原型觀測資料，對水面蒸發(fā)、氣溫、風(fēng)速、日照、相對濕度及降水的四季變化規(guī)律進行分析研究[11-13]，力求揭示氣象要素與水文循環(huán)演變規(guī)律的關(guān)系，為該區(qū)域水資源的合理利用提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 實驗區(qū)概況

五道溝水文水資源實驗站地處淮河以北，117°21'E、33°09'N，屬于平原區(qū)綜合性實驗站，建站70年來實驗觀測數(shù)據(jù)從未間斷。研究區(qū)四季分明，為暖溫帶半干旱半濕潤的氣候類型，站內(nèi)設(shè)有氣象觀測場、62 套大型地中蒸滲儀、自動稱重式地中蒸滲儀與測流房等設(shè)備。其中，氣象場主要觀測水面蒸發(fā)量（E601 蒸發(fā)皿）、20 m3大水面蒸發(fā)、地表溫度、日照時數(shù)（太陽輻射）、風(fēng)速、風(fēng)向、濕度、降水量（虹吸式水量桶、標(biāo)準(zhǔn)式水量桶）等與水文有關(guān)的氣象因子[14-15]。

1.2 數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取五道溝實驗站氣象場的實測數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)資料為1971—2019年水面蒸發(fā)量（mm）、降水量（mm）、風(fēng)速（m/s）、氣溫（℃）、相對濕度（%）與日照（h）數(shù)據(jù)，對上述數(shù)據(jù)進行計算后得到1971—2019 年各氣象因素月平均數(shù)據(jù)，整理為四季數(shù)據(jù)。本文四季的劃分以氣象劃分法為主：3—5 月為春季，6—8 月為夏季，9—11 月為秋季，12 月至次年2 月為冬季。采用線性傾向估計法、Mann-Kendall 突變檢驗以及重標(biāo)極差法（R/S）對上述氣象要素四季的變化規(guī)律及特征進行檢驗、分析。

2 分析方法

2.1 線性傾向估計

假設(shè)xi為樣本的某一個氣候變量，ti為該氣候變量相對應(yīng)的時間，采用一元線性回歸建立xi與ti之間的回歸關(guān)系，公式：

式中：b為氣候傾向率，表示氣象要素隨時間的變化趨勢。當(dāng)b＞0時，表示隨著時間的變化，該氣象要素呈現(xiàn)上升趨勢；當(dāng)b＜0 時，表示隨著時間的變化，該氣象要素呈現(xiàn)下降趨勢。

為檢驗該氣候傾向率的顯著性，設(shè)定顯著性水平為0.05，選擇T檢驗及MK-Z值來檢驗其顯著性是否通過檢驗。

2.2 Mann-Kendall檢驗

Mann-Kendall檢驗[16]是目前廣泛應(yīng)用的非參數(shù)檢驗法，本文采用MK 檢驗對實驗站氣象因素四季的變化趨勢及突變性進行分析，方法原理：假設(shè)有n個樣本，設(shè)其序列為x，構(gòu)造秩序列如下：

秩序列Sk是第i時刻序列值大于j時刻序列值的個數(shù)的累計數(shù)。

假定時間序列是獨立的，設(shè)統(tǒng)計量：

式中：UF1=0，E(Sk)，Var(Sk)分別代表Sk的均值以及方差。在X1,…,Xn相互獨立且具有相互連續(xù)分布時，可分別求出：

利用MATLAB計算出UF、UB的值，將其繪入一張圖中，通過UF、UB 2 條曲線來分析氣象要素的突變點及變化趨勢。設(shè)定顯著性水平為0.05，得到顯著性水平相對應(yīng)得臨界值，若UFk曲線在臨界值線的內(nèi)部變動，表明氣象要素的變化趨勢和突變性不明顯；若UFk＞0，表明該氣象要素時間序列呈現(xiàn)上升趨勢，反之則呈現(xiàn)下降趨勢；當(dāng)UFk曲線超出臨界值曲線時，表明該氣象要素序列上升或下降趨勢顯著。當(dāng)UFk、UBk曲線在臨界線之間有交點時，交點所對應(yīng)的時間就是序列突變開始的時間；如果2 個曲線交點在臨界值線外出現(xiàn)，可結(jié)合其他檢驗方法進一步判定是否為突變點。

2.3 重標(biāo)極差

重標(biāo)極差法是計算Hurst 指數(shù)來定量分析氣象要素時間序列長期變化趨勢依賴過去數(shù)據(jù)的有效分析方法。其原理如下：設(shè)一組時間序列為X1，…，Xn，其長度為N，設(shè)長度為n，并均分為A個相鄰的子區(qū)間，計算各子區(qū)間Ia的均值，公式：

計算Ia均值的累積截距，公式：

得到R/S公式：

從公式（7）開始，重復(fù)公式2～10，直到n=N時停止，得到序列，其中n=3，…，N。

以Log（n）為自變量，Log（R/S）為因變量進行線性回歸，公式：

式中H為Hurst指數(shù)的估計值。

3 結(jié)果與分析

3.1 氣象要素變化趨勢分析

由表1 可知，水面蒸發(fā)四季的氣候傾向率值均小于0，通過顯著性水平?= 0.05 的t檢驗與MK 檢驗，故水面蒸發(fā)四季存在明顯的下降趨勢。水面蒸發(fā)各季節(jié)下降趨勢存在明顯差異，其中夏季下降趨勢最大，平均下降速率為1.18 mm/10 a，春季次之為，平均下降速率為0.73 mm/10 a，冬季最小，平均下降趨勢為0.34 mm/10 a。

表1 各氣象要素四季氣候傾向率及顯著性檢驗結(jié)果

降水量四季氣候傾向率值均小于0，春、秋和冬季的氣候傾向率通過檢驗，夏季氣候傾向率值為-0.296，檢驗sig.值為0.058，大于0.05，未通過檢驗，其MK 檢驗的z 值為-1.953，絕對值小于1.96，也未通過檢驗。故降水量夏季沒有明顯的上升或下降趨勢，春秋冬三季存在下降趨勢。風(fēng)速四季氣候傾向率T檢驗與MK檢驗結(jié)果同降水量一致，其夏季無明顯上升或下降趨勢，春秋冬三季呈現(xiàn)下降趨勢，且沒有明顯的季節(jié)性差異。

相對濕度四季氣候傾向率值都大于0，均通過T檢驗和MK檢驗。故存在明顯的上升趨勢，且四季上升趨勢存在明顯差異，其中冬季最大，春季次之，夏季最小。

氣溫四季氣候傾向率值都大于0，春、秋和冬季通過T 檢驗和MK 檢驗，夏季氣候傾向率為0.04，檢驗sig.值為0.101，大于0.05，未通過檢驗，其MK檢驗的z 值為1.250，也未通過檢驗。故氣溫夏季沒有明顯的變化趨勢，春秋冬三季存在明顯的上升趨勢且沒有明顯季節(jié)性差異。

日照四季氣候傾向率值都小于0，夏、秋和冬季的氣候傾向率通過檢驗，春季傾向率值為-0.02，檢驗sig.值為0.463，大于0.05，未通過檢驗，其MK檢驗的z 值為-0.759，絕對值小于1.96，也未通過檢驗。故日照春季沒有明顯的變化趨勢，春、秋、冬三季存在明顯的下降趨勢，夏季下降最明顯，平均下降速率為1.31 h/10 a，春季最小。

3.2 氣象要素Mann-kendall分析

3.2.1水面蒸發(fā)突變分析經(jīng)數(shù)據(jù)分析可知，水面蒸發(fā)四季均發(fā)生了突變，且有且只有1個突變點。春季發(fā)生突變的年份為1987 年左右，1991 年后UF曲線超出臨界值線范圍，且UF 值均小于0，表明1991年后水面蒸發(fā)量存在明顯的下降趨勢；夏季發(fā)生突變的年份為1988 年左右，1991 年后UF 曲線超出臨界值線范圍，且UF 值均小于0，表明1991 年后水面蒸發(fā)量存在明顯的下降趨勢；秋季發(fā)生突變的年份為1992 年左右，其中1986—1989 年、1993—1999年以及2005—2019年3個時間段水面蒸發(fā)量存在明顯的下降趨勢；冬季發(fā)生突變的年份為1983年左右，1988年后UF曲線超出臨界值線范圍，且UF值均小于0，表明1988 年后水面蒸發(fā)量存在明顯的下降趨勢。

3.2.2降水突變分析經(jīng)數(shù)據(jù)分析可知，降水量四季均發(fā)生了突變，且突變時間不只1 個。春季發(fā)生突變的年份在1999、2012 和2015 年左右，2008—2011年UF曲線超過臨界線，降水量變化下降趨勢明顯；夏季發(fā)生突變的年份在1993—1998 年，2001—2010 年降水量存在下降趨勢；秋季發(fā)生突變的年份在1987年和2015年左右，其中2004—2013年降水量存在明顯的下降趨勢；冬季發(fā)生突變的年份在1987、1996 和1999 年左右，且在2005—2013 年和2016—2019年2個時間段內(nèi)降水量存在明顯的下降趨勢。

3.2.3風(fēng)速突變分析經(jīng)數(shù)據(jù)分析可知，風(fēng)速Mann-kendall 檢驗結(jié)果只有夏季UF、UB 2 個曲線交點在臨界線內(nèi)，故夏季存在突變點，春季、秋季和冬季沒有發(fā)生明顯的突變。1978—2019 年風(fēng)速存在明顯的下降趨勢；夏季發(fā)生突變的年份在1992—1998 年，由于UF 曲線基本在臨界線內(nèi)，表明風(fēng)速夏季不存在明顯的變化趨勢；風(fēng)速秋季在1980—2019 年存在明顯的下降趨勢；風(fēng)速冬季在1981—2019 年存在明顯的下降趨勢。

3.2.4相對濕度突變分析由數(shù)據(jù)分析可知，相對濕度四季均發(fā)生了突變。春季發(fā)生突變的年份在1983 年左右，1995 年后UF 曲線超出臨界值線范圍，且UF 值均大于0，表明1995 年后相對濕度存在明顯的上升趨勢；夏季發(fā)生突變的年份在1982 年左右，1989 年后相對濕度存在明顯的上升趨勢；秋季發(fā)生突變的年份在1982 年左右以及1987—1991，2014—2019 年存在明顯的上升趨勢；冬季發(fā)生突變的年份為1989—1992年之間，2003—2014年以及2017—2019年2個時間段內(nèi)存在明顯的上升趨勢。

3.2.5氣溫突變分析由數(shù)據(jù)分析可知，氣溫四季均發(fā)生了突變。春季發(fā)生突變的年份在2009 年左右，2011 年后UF 曲線超出臨界值線范圍，且UF值均大于0，表明2011—2019 年氣溫存在明顯的上升趨勢；夏季發(fā)生突變的年份在2013 年和2015 年左右，UF 曲線基本在臨界值線內(nèi)，故氣溫在夏季沒有明顯的變化趨勢；秋季發(fā)生突變的年份在1997—1999 年、2004—2019 年存在明顯的上升趨勢；冬季發(fā)生突變的年份在1992 年左右、2001—2003 年以及2017—2019 年2 個時間段內(nèi)存在明顯的上升趨勢。

3.2.6日照突變分析由數(shù)據(jù)分析可知，日照四季均發(fā)生了突變。春季發(fā)生突變的年份在1974—1978 年以及1986 年左右，且UF 曲線基本落在2 個臨界線內(nèi)部，表明日照在春季不存在明顯的變化趨勢；夏季發(fā)生突變的年份在1985 年左右，1998—2019 年UF 曲線超出臨界線，存在明顯的下降趨勢；秋季發(fā)生突變的年份在2003 年左右，在2017—2019年存在明顯的下降趨勢；冬季發(fā)生突變的年份在2001 年左右，2007—2019 年存在明顯的下降趨勢。

3.3 氣象要素重標(biāo)極差法分析

3.3.1Hurst 指數(shù)分析Hurst 指數(shù)可以揭示氣象要素的未來變化趨勢。由表2 可知，各氣象要素四季的Hurst 指數(shù)均大于0.5，表明未來變化趨勢與過去一致，即水面蒸發(fā)四季未來還將呈現(xiàn)下降趨勢，降水和風(fēng)速除夏季外，其余三季未來變化趨勢是下降的，氣溫除夏季外其余三季未來變化趨勢是上升的，日照除了春季外其余三季未來趨勢是下降的，相對濕度四季未來均呈現(xiàn)上升趨勢。

表2 各氣象要素四季Hurst指數(shù)結(jié)果

3.3.2V統(tǒng)計量分析通過V 統(tǒng)計量判斷是否有非周期循環(huán)，繪制V—ln（n）曲線圖，當(dāng)曲線出現(xiàn)明顯轉(zhuǎn)折時，表明氣象要素過去變化趨勢對未來變化趨勢的影響消失，此時對應(yīng)的時間長度n 就是氣象要素的平均循環(huán)長度。經(jīng)數(shù)據(jù)分析可知，水面蒸發(fā)四季出現(xiàn)的第1 個拐點分別是在ln（n）為1.95、1.95、2.56 和2.30 時，由此得到n 分別為7、7、13 和10，即水面蒸發(fā)四季平均循環(huán)長度分別為7、7、13 和10 年。同理可得到降水四季平均循環(huán)長度分別為11、8、8和11年；風(fēng)速四季平均循環(huán)長度分別為10、8、13 和14 年；氣溫四季平均循環(huán)長度分別為8 年、9 年、9 年和13 年；日照四季平均循環(huán)長度分別為17、10、11 和18 年；相對濕度平均四季循環(huán)長度分別為11、11、9 和9 年。

4 結(jié)論與展望

4.1 結(jié)論

（1）線性趨勢法分析結(jié)果表明，該地區(qū)水面蒸發(fā)下降趨勢四季均明顯，降水和風(fēng)速下降趨勢春秋冬明顯，日照夏秋冬下降趨勢；相對濕度四季變化上升趨勢明顯，氣溫春秋冬三季上升趨勢明顯[16]。

（2）由Mann—kendall 檢驗可得，水面蒸發(fā)、降水、相對濕度、氣溫以及日照的四季均發(fā)生了突變，而風(fēng)速只有夏季發(fā)生了突變。

（3）由重標(biāo)極差法分析可得水面蒸發(fā)、降水、風(fēng)速、氣溫、日照和相對濕度的Hurst 指數(shù)均大于0.5，即未來變化趨勢與過去表現(xiàn)一致；V 統(tǒng)計量計算可得水面蒸發(fā)四季平均循環(huán)長度分別為7、7、13 和10 年，降水四季平均循環(huán)長度分別為11、8、8 和11 年，風(fēng)速四季平均循環(huán)長度分別為10、8、13 和14年，氣溫四季平均循環(huán)長度分別為8、9、9和13年，日照四季平均循環(huán)長度分別為17、10、11和18年，相對濕度平均四季循環(huán)長度分別為11、11、9和9年。

4.2 展望

為進一步分析淮北平原氣象要素的變化規(guī)律，今后應(yīng)選取更多的站點資料進行分析，從而提出更大區(qū)域上的時空演變規(guī)律。