榮先遠(yuǎn)+王宏偉+匡文怡+岳國(guó)花

摘 要：該文以舒城縣1957—2015年的降水、氣溫等資料為基礎(chǔ)，采用線性趨勢(shì)分析、Morlet小波分析、Mann-Kendall突變檢驗(yàn)、相關(guān)性檢驗(yàn)等方法，系統(tǒng)分析了近59年來(lái)舒城縣降水氣候特征。結(jié)果表明：近59年舒城年降水量呈現(xiàn)以14.227mm/10a的線性趨勢(shì)緩慢增加；1957—1965年存在7a振蕩的主周期和3a振蕩的次周期，1966—1975年存在10a振蕩的主周期和7a振蕩的次周期，1976—1998年存在10a振蕩的主周期和2a振蕩的次周期，1999—2010年存在6a振蕩的主周期和4a振蕩的次周期，2011—2015年存在5a振蕩的主周期和2a振蕩的次周期；近59年舒城年降水量沒(méi)有顯著的增長(zhǎng)或減少趨勢(shì)；年降水量與年雨日數(shù)之間存在顯著正相關(guān)性；年降水量與年平均溫度存在負(fù)相關(guān)性，自進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，與年平均溫度的相關(guān)性正在逐漸減弱。

關(guān)鍵詞：降水；氣候特征；小波分析；MK突變檢驗(yàn)；舒城縣

中圖分類號(hào) P426 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1007-7731（2017）08-0163-02

1 引言

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，全球極端天氣頻發(fā)，氣候變化問(wèn)題日益突出，在氣候變化的背景下降水氣候特征也發(fā)生了顯著變化。降水是一個(gè)地區(qū)的重要?dú)夂蛸Y源，降水變化對(duì)氣候變化趨勢(shì)有著重要的指示作用，因此，研究區(qū)域的降水變化規(guī)律，對(duì)于協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人類生存環(huán)境的關(guān)系，促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)與生態(tài)環(huán)境建設(shè)具有重要的指導(dǎo)意義[1]。

本文利用1957—2015年近59年的降水、氣溫等資料，對(duì)舒城縣的降水氣候特征進(jìn)行分析，以期能進(jìn)一步了解當(dāng)?shù)亟邓兓?guī)律，為該地區(qū)降水氣候診斷和汛期氣候趨勢(shì)預(yù)測(cè)提供依據(jù)，為防災(zāi)減災(zāi)提供決策參考。

2 資料和方法

本文選用舒城縣1957—2015年逐年降水、氣溫等資料，采用線性趨勢(shì)分析、Morlet小波分析、Mann-Kendall突變檢驗(yàn)、相關(guān)性檢驗(yàn)等方法[2-4]，繪制變化曲線，分析舒城縣暴雨氣候特征及其變化情況。在資料統(tǒng)計(jì)時(shí)做如下規(guī)定，日降水量的統(tǒng)計(jì)時(shí)段為24h（20：00至次日20：00）。

2.1 線性趨勢(shì)分析 本文采用線性擬合得出的氣候傾向率來(lái)討論降水的平均變化趨勢(shì)。因此，分析年降水量變化曲線并在此基礎(chǔ)上建立年降水量一元線性回歸方程：

Y（t）=bt+c

其中Y（t）為年降水量；t為時(shí)間；系數(shù)b為線性趨勢(shì)項(xiàng)，其正負(fù)反映年降水量逐年上升或下降的趨勢(shì)，b×10稱為氣候傾向率，表示氣象要素每10年的變化率。

2.2 Morlet小波分析方法 Morlet小波是正弦和余弦波的振幅被Gauss函數(shù)調(diào)節(jié)產(chǎn)生的，表示成復(fù)小波。Morlet小波分析具有多分辨率分析的特點(diǎn)，它優(yōu)于傳統(tǒng)的Fourier分析。Morlet小波系數(shù)的實(shí)部表示不同特征時(shí)間尺度信號(hào)在不同時(shí)間上的分布和位相兩方面的信息，變化系數(shù)的大小代表某一尺度波動(dòng)振幅的大小，反映它所對(duì)應(yīng)時(shí)段時(shí)間尺度的周期性是否顯著，正的小波系數(shù)反映出分析對(duì)象在該時(shí)間段為偏多期，負(fù)值時(shí)反映為偏少期，小波系數(shù)零值線，對(duì)應(yīng)要素氣候突變期。

2.3 Mann-Kendall（M-K）突變檢驗(yàn)方法 M-K突變檢驗(yàn)是一種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法。在M-K突變檢測(cè)中，給定顯著性水平α=0.05，那么臨界值U0.05=±1.96，將UF（原氣象序列）和UB（反向氣象序列）曲線圖與±1.96兩條臨界直線繪在一張圖上。若UF或UB超過(guò)臨界直線，表明上升或下降趨勢(shì)顯著，超過(guò)臨界線的范圍確定為出現(xiàn)突變的時(shí)間區(qū)域。如果UF或UB兩條曲線出現(xiàn)交點(diǎn)，且交點(diǎn)在臨界線之間，那么交點(diǎn)對(duì)應(yīng)的時(shí)刻便是突變開(kāi)始的時(shí)間。

3 降水氣候特征分析

3.1 降水的年變化特征 從年平均統(tǒng)計(jì)來(lái)看，舒城年平均降水量為1 126mm。根據(jù)圖1可以看出，舒城年降水量的年際變化很大，最多年的年降水量達(dá)1 683mm，最少年為703mm。從線性變化趨勢(shì)來(lái)看，舒城縣年降水量總體呈波動(dòng)式的緩慢上升趨勢(shì)，分析得出變化趨勢(shì)方程為：

Y（t）=1.4227x+1083.5

表明舒城縣年降水量呈現(xiàn)以14.227mm/10a的線性趨勢(shì)緩慢增加。

3.2 年降水量的周期分析 從Morlet小波分析圖（圖2）可以看出，舒城年降水量呈現(xiàn)周期性變化規(guī)律：1957—1975年存在7a振蕩的周期，1976—1998年存在10a振蕩的周期，1999—2015年存在3～4a振蕩的周期。目前年降水量正處于偏多期。

3.4 年降水量的趨勢(shì)及突變檢驗(yàn) 應(yīng)用Mann-Kendall方法檢測(cè)舒城年降水量序列的突變狀況。由圖3可見(jiàn)，年降水量的UF和UB曲線分別在1962年、1965年、1969年、2010年和2013年出現(xiàn)的交點(diǎn)，但曲線都沒(méi)有超過(guò)臨界直線。因此，1957—2015年舒城年降水量呈現(xiàn)不規(guī)律的增長(zhǎng)或減少，未通過(guò)95%的信度檢驗(yàn)，表明舒城年降水量沒(méi)有顯著的增長(zhǎng)或減少趨勢(shì)。從總體趨勢(shì)看UF曲線是上升的，表明舒城年降水量是逐漸增加的，這與線性趨勢(shì)分析的結(jié)果一致。

3.5 年降水量與年平均溫度的關(guān)系 由圖4的年降水量與年平均溫度作相關(guān)性分析，得出相關(guān)系數(shù)為-0.281，通過(guò)顯著性水平α=0.05的信度檢驗(yàn)（檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)為0.256），但未通過(guò)顯著性水平α=0.01的信度檢驗(yàn)，說(shuō)明年降水量數(shù)與年平均氣溫負(fù)相關(guān)。

4 結(jié)論

（1）近59年舒城年平均降水量為1 126mm；舒城年降水量的年際變化很大，最多年的年降水量達(dá)1 683mm，最少年為703mm；舒城年降水量呈現(xiàn)以14.227mm/10a的線性趨勢(shì)緩慢增加。

（2）Morlet小波分析表明：1957—1965年存在7a振蕩的主周期和3a振蕩的次周期，1966—1975年存在10a振蕩的主周期和7a振蕩的次周期，1976—1998年存在10a振蕩的主周期和2a振蕩的次周期，1999—2010年存在6a振蕩的主周期和4a振蕩的次周期，2011—2015年存在5a振蕩的主周期和2a振蕩的次周期；目前年降水量正處于偏多期。

（3）M-K突變檢驗(yàn)表明：近59年舒城年降水量呈現(xiàn)不規(guī)律的增長(zhǎng)或減少，未通過(guò)95%的信度檢驗(yàn)，表明舒城年降水量沒(méi)有顯著的增長(zhǎng)或減少趨勢(shì)；近59年舒城年降水量總體是逐漸增加的，這與線性趨勢(shì)分析的結(jié)果一致。

（4）年降水量與年雨日數(shù)之間存在顯著正相關(guān)性（r=0.565）；年降水量與年平均溫度存在負(fù)相關(guān)性（r=-0.281）。

參考文獻(xiàn)

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[4]廖雪萍，覃衛(wèi)堅(jiān)，唐炳莉，等.廣西近50年暴雨日數(shù)變化的小波分析[J].氣象，2007，33（12）：39-45.

（責(zé)編：張宏民）