張金萍，張 鑫，肖宏林

(1. 鄭州大學(xué)水利與環(huán)境學(xué)院，鄭州 450001；2. 鄭州市水資源與水環(huán)境重點實驗室，鄭州 450001； 3. 河南省地下水污染防治與修復(fù)重點實驗室，鄭州 450001)

黃河源區(qū)作為黃河流域最重要的產(chǎn)流區(qū)，素有黃河水塔之稱，源區(qū)氣候變化更是影響產(chǎn)匯流的關(guān)鍵?，F(xiàn)階段關(guān)于黃河源區(qū)氣候變化相關(guān)研究成果已有很多[1-3]，但多集中于采用既定的數(shù)學(xué)方法分析單一氣候指標(biāo)，如降水、植被覆蓋度、氣溫等的變化情況，這些有利于實現(xiàn)人類活動與氣候變化之間關(guān)系的基礎(chǔ)科學(xué)認(rèn)知，然而黃河源區(qū)在氣候綜合指標(biāo)方面研究相對較少。實際上，人類活動往往受氣候綜合指標(biāo)所影響，且進(jìn)行氣候綜合評價有助于消除多指標(biāo)間的影響，更加準(zhǔn)確判別氣候變化趨勢與人類活動的客觀關(guān)系。

為此本文根據(jù)黃河源區(qū)實際，應(yīng)用Mann-Kendall方法識別源區(qū)氣候變異年份，綜合黃河源區(qū)各氣候指標(biāo)，應(yīng)用粗糙集理論確定各指標(biāo)權(quán)重，并依據(jù)集對分析理論確定黃河源區(qū)氣候特征聯(lián)系度，結(jié)合Mann-Kendall及R/S方法探究黃河源區(qū)氣候特征的變化趨勢，有助于認(rèn)識人為與自然因素在氣候變化中的相對作用，可為黃河源區(qū)保護(hù)工作提供科學(xué)參考。

1 研究區(qū)概況

黃河源區(qū)指龍羊峽水庫以上的黃河流域，位于青藏高原東北部腹地，包括青海、四川、甘肅3省的部分城市，介于32°～37°N，95°～104°E，其源區(qū)流域面積可達(dá)13.2 萬km2，詳見圖1。

圖1 地理位置示意圖Fig.1 Geographic sketch maps

黃河源區(qū)整體海拔高、氣溫低，地貌復(fù)雜狀況復(fù)雜，屬高原大陸性氣候。源區(qū)多年平均降水量為200～700 mm，日照時間長，冷熱干濕分明，以占黃河流域面積13%的匯水面積貢獻(xiàn)了黃河年徑流量的34%，成為黃河流域最重要的產(chǎn)流區(qū)。其地表水資源量主要來源于降水、冰川融雪及凍土融水。相關(guān)研究表明：受氣候變化及人類活動的影響，源區(qū)內(nèi)凍土發(fā)生顯著退化[4]，且源區(qū)地表徑流量呈現(xiàn)減少趨勢[5]。

唐乃亥水文站位于龍羊峽水庫上游，是黃河干流天然徑流河段與人工調(diào)節(jié)河段的分界點，其徑流量的變化可以側(cè)面反應(yīng)黃河源區(qū)各氣候指標(biāo)綜合影響程度。

2 研究思路

黃河源區(qū)氣候特征變化趨勢研究思路如下。

(1)收集整理黃河源區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)；

(2)利用Mann-Kendall突變檢驗及滑動t檢驗判斷唐乃亥水文站顯著突變時間點，進(jìn)而確定黃河源區(qū)氣候特征的突變；

(3)構(gòu)建源區(qū)氣候特征指標(biāo)體系，利用粗糙集相關(guān)理論確定各指標(biāo)所占權(quán)重；

(4)利用集對分析相關(guān)理論構(gòu)建黃河源區(qū)氣候特征聯(lián)系度模型；

(5)結(jié)合Mann-Kendall檢驗及R/S方法，分析黃河源區(qū)氣候特征變化趨勢。

2.1 突變年份識別

本文結(jié)合源區(qū)實際，以常見指標(biāo)日照、氣溫、風(fēng)速及降水作為研究內(nèi)容。由于各指標(biāo)發(fā)生突變的年份也各不相同，且在各指標(biāo)相互影響后，源區(qū)氣候特征發(fā)生較明顯改變的年份就顯得更難判別，本文在查閱相關(guān)文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，結(jié)合唐乃亥徑流變化進(jìn)一步確定黃河源區(qū)受各氣候指標(biāo)相互影響后氣候特征突變年份。

(1)理論依據(jù)。本文基于2000-2018年的源區(qū)相關(guān)研究，學(xué)者更傾向于將1990年前時段作為黃河源區(qū)基準(zhǔn)期，本文僅列舉部分文獻(xiàn)的相關(guān)闡述，具體如下：李萬志等[6]研究發(fā)現(xiàn)源區(qū)降水與徑流在時間尺度上變化保持一致，且同以1990年作為時段界限；藍(lán)永超等[7]研究發(fā)現(xiàn)源區(qū)氣溫在20世紀(jì)90年代后顯著上升，且降水在1989年后存在一個突變，且源區(qū)下游水文站徑流受降雨影響更為顯著；劉彩紅等[8]研究發(fā)現(xiàn)黃河源區(qū)氣溫在1987年后存在迅速升溫的趨勢，降雨在20世紀(jì)90年代有明顯分界，2005年后的蒸發(fā)存在明顯上升態(tài)勢，且徑流量對降雨有較強的響應(yīng)；李林等[9,10]研究發(fā)現(xiàn)黃河源區(qū)20世紀(jì)90年代后出現(xiàn)干旱化趨勢，人類活動的影響明顯增多，且降水減少是影響徑流的主要因素。

(2)實際分析。由上述文獻(xiàn)研究中大致看出黃河源區(qū)受各氣候指標(biāo)相互影響后氣候特征突變年份大致處于20世紀(jì)80、90年代，大部分學(xué)者更認(rèn)同1990年作為分界點，且下游徑流對源區(qū)降雨、氣溫等氣候因子具有一定的響應(yīng)，且因唐乃亥水文站獨特的地理位置，對唐乃亥水文站徑流進(jìn)行突變檢驗[11]，檢驗結(jié)果見圖2。其中正向序列UF統(tǒng)計量與逆向序列UB統(tǒng)計量的交點為突變點，對應(yīng)年份分別為1990年、2011年、2012年。經(jīng)滑動t檢驗[12]確定僅于1990年發(fā)生顯著突變，其t統(tǒng)計量值為2.29明顯大于臨界值tα/2。徑流顯著突變年份1990年與文獻(xiàn)研究中基準(zhǔn)期的分界點不謀而合，為此最終確定1990年作為黃河源區(qū)受各氣候指標(biāo)相互影響后氣候特征突變年份。

圖2 唐乃亥徑流M-K突變檢驗Fig.2 Mann-Kendall test of runoff at tangnaihai hydrological station

2.2 黃河源區(qū)氣候特征指標(biāo)體系構(gòu)建及數(shù)據(jù)可靠性檢驗

2.2.1 指標(biāo)體系

選取黃河源區(qū)11組氣象站2015年前日照、風(fēng)速、氣溫及降水?dāng)?shù)據(jù)對黃河源區(qū)氣候特征進(jìn)行綜合評價，各分級指標(biāo)如下：源區(qū)氣象站點氣候特征Ci有：班瑪C1、達(dá)日C2、河南C3、紅原C4、久治C5、瑪多C6、瑪曲C7、若爾蓋C8、同德C9、興海C10、澤庫C11，單站氣候指標(biāo)Ci,j有：日照年平均值Ci,1、日照極值差Ci,2、氣溫年平均值Ci,3、氣溫極值差Ci,4、風(fēng)速年平均值Ci,5、風(fēng)速極值差Ci,6、降水年平均值Ci,7、降水極值差Ci,8，年平均值指年內(nèi)各數(shù)據(jù)的均值，極值差指年內(nèi)最大值與最小值差值的絕對值。

依據(jù)上述指標(biāo)及所確定突變年份確定突變后逐年氣候特征改變程度，計算公式如下:

(1)

經(jīng)上述公式計算求得共計2 200 組指標(biāo)改變程度，改變程度分布見圖3。由圖3可知黃河源區(qū)氣候指標(biāo)改變程度更多地集中在Di,j,m≤15%，其數(shù)量接近總數(shù)的2/3，Di,j,m≤5%數(shù)量接近總數(shù)的1/3，故選擇改變程度限值為5%、15%，即當(dāng)0≤Di,j,m≤5%時為低度改變；當(dāng)515%時為高度改變。

圖3 指標(biāo)改變程度分布Fig.3 Distribution of index change degree

2.2.2 數(shù)據(jù)可靠性檢驗

對含錯誤信息的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析產(chǎn)生的影響遠(yuǎn)比數(shù)據(jù)缺失顯著，甚至?xí)a(chǎn)生截然相反的后果，為此針對數(shù)據(jù)進(jìn)行可靠性檢驗顯得尤為重要。黃河源區(qū)日照、氣溫、風(fēng)速及降水?dāng)?shù)據(jù)在記錄時存在數(shù)據(jù)停測，為此本文進(jìn)行了相關(guān)數(shù)據(jù)的插補，主要依據(jù)各站在源區(qū)的相對位置及其海拔高度進(jìn)行臨近站的選取，詳見表1。

表1 氣象站海拔高度及臨近站選取Tab.1 Altitude of meteorological stations and selection of near stations

注：站點括號內(nèi)數(shù)值為各站點海拔高度，單位為m。

采用雙累積曲線法[13]對各組內(nèi)相關(guān)站點數(shù)據(jù)進(jìn)行可靠性檢驗，以各站日照數(shù)據(jù)為例，結(jié)果詳見圖4～圖8。從圖4～圖8中可以看出各組內(nèi)氣象站變化幾乎同趨勢，且雙累積曲線檢驗效果較好，可以應(yīng)用此分組進(jìn)行數(shù)據(jù)的插補，且插補數(shù)據(jù)具有可靠性。

圖4 同德、興?？煽啃詸z驗Fig.4 Reliability test of Tongde and Xinghai

圖6 紅原、瑪曲、若爾蓋可靠性檢驗Fig.6 Reliability test of Hongyuan, Maqu and Ruoergai

圖7 班瑪、久治可靠性檢驗Fig.7 Reliability test of Banma and Jiuzhi

圖8 達(dá)日、瑪多可靠性檢驗Fig.8 Reliability test of Dari and Maduo

2.3 指標(biāo)權(quán)重確定

2.3.1 構(gòu)建決策表

將突變后年份進(jìn)一步平分為5組時段進(jìn)行權(quán)重計算，即1991-1995、1996-2000、2001-2005、2006-2010以及2011-2015年，依據(jù)粗糙集相關(guān)理論[14]構(gòu)建決策表，視氣候指標(biāo)為決策表中的條件屬性集，源區(qū)氣象站點氣候特征為其決策屬性，由于篇幅有限，僅展示C1構(gòu)建的決策表，其余站點內(nèi)容與其類似，具體如下：

C1={C1,1,C1,2,C1,3,C1,4,C1,5,C1,6,C1,7,C1,8}={日照平均值, 日照極值差, 氣溫平均值, 氣溫極值差, 風(fēng)速平均值, 風(fēng)速極值差, 降水平均值, 降水極值差}，決策屬性D={C1}={班瑪站氣候特征}。

各氣候指標(biāo)Ci,j權(quán)重確定后，再視源區(qū)各氣象站點氣候特征為決策表中的條件屬性集，黃河源區(qū)氣候特征為其決策屬性，具體如下：

C={C1,C2,C3,C4,C5,C6,C7,C8,C9,C10,C11}={班瑪站, 達(dá)日站, 河南站, 紅原站, 久治站, 瑪多站, 瑪曲站, 若爾蓋站, 同德站, 興海站, 澤庫站},決策屬性D={y}={黃河源區(qū)氣候特征}。

決策表內(nèi)各屬性值x計算公式如下：

(2)

(3)

(4)

式中：Di,j為各氣候指標(biāo)的改變程度；Di為第i個站點氣候特征的改變程度；Dy為源區(qū)各站點氣候特征標(biāo)準(zhǔn)差；k為所計算指標(biāo)個數(shù)。

2.3.2 指標(biāo)權(quán)重的確定

依據(jù)構(gòu)建決策表計算各站點氣候特征、氣候指標(biāo)的相應(yīng)權(quán)重系數(shù)[14]，經(jīng)下式整合后確定各指標(biāo)權(quán)重：

ωi,j=CiCi,j

(5)

式中：i為源區(qū)各站點氣候特征序號；j為站點氣候指標(biāo)序號。

經(jīng)計算整理可得到88個二級指標(biāo)權(quán)重見表2。

表2 黃河源區(qū)氣候特征指標(biāo)權(quán)重Tab.2 Weight of climate characteristic indicators in the source region of the Yellow River

2.4 黃河源區(qū)氣候特征聯(lián)系度模型構(gòu)建

將黃河源區(qū)氣候特征指標(biāo)體系與指標(biāo)改變程度看作一組集對，將氣候特征指標(biāo)體系看作集合A，指標(biāo)改變程度看作集合B，構(gòu)成氣候特征改變程度評估集對[15]。將指標(biāo)權(quán)重引入集對分析概念中,假設(shè)在t時刻時，88組氣候特征指標(biāo)中有Ht個指標(biāo)的改變程度為高，Mt個指標(biāo)的改變程度為中，Lt個指標(biāo)的改變程度為低，且滿足Ht+Mt+Lt=88。則基于集對分析的源區(qū)氣候特征聯(lián)系度μ為：

(6)

經(jīng)計算得到源區(qū)氣候特征逐年聯(lián)系度系數(shù)見表3。

2.5 集對勢、集對悲觀勢及集對樂觀勢的確定

集對勢SHI(H)是在不考慮不確定項b的變化情況下，采用同一項a與對立項c比值反映2集合間聯(lián)系程度[16,17]，表達(dá)式如下：

SHI(H)=a/c

(7)

集對悲觀勢及集對樂觀勢是保證同一項a與對立項c保持原狀態(tài)，只研究不確定項b的變化后產(chǎn)生的影響。

悲觀勢SHI(B)是指從悲觀角度出發(fā)，將不確定項b全部轉(zhuǎn)化為對立項c，進(jìn)而通過同一項a與對立項c比值來研究系統(tǒng)狀態(tài)[16,17]，表達(dá)式如下：

SHI(B)=a/(b+c)

(8)

樂觀勢SHI(O)是指從樂觀角度出發(fā)，將不確定項b全部轉(zhuǎn)化為同一項a，進(jìn)而通過同一項a與對立項c比值來研究系統(tǒng)狀態(tài)[16,17]，表達(dá)式如下：

表3 逐年聯(lián)系度系數(shù)統(tǒng)計Tab.3 Calculation results of correlation eegree

SHI(O)=(a+b)/c

(9)

經(jīng)計算得到源區(qū)氣候特征的各時段及逐年集對勢、集對悲觀勢及集對樂觀勢結(jié)果見圖9。

圖9 集對勢、集對悲觀勢及集對樂觀勢統(tǒng)計Fig.9 Calculation results of set pair potential, pessimistic potential and optimistic potential

3 結(jié)果分析

黃河源區(qū)氣候特征作為一個復(fù)雜的系統(tǒng)，其穩(wěn)定性必然是相對的，受確定項與不確定項影響，其變化特征尤為復(fù)雜。為此本文依據(jù)確定項結(jié)果分析源區(qū)氣候特征發(fā)展的主體趨勢，從不確定項結(jié)果衡量主體趨勢發(fā)展的強弱[17]。

3.1 源區(qū)氣候特征主體趨勢分析

提取圖9中集對勢SHI(H)進(jìn)行詳細(xì)分析，具體見圖10。由圖10可以看出集對勢呈現(xiàn)下降趨勢，表明與基準(zhǔn)期1990年前相比，同一項a降低，對立項c增加，黃河源區(qū)氣候綜合變化現(xiàn)階段整體呈現(xiàn)變差的趨勢，存在向不穩(wěn)定發(fā)展的趨勢。進(jìn)一步對其數(shù)據(jù)進(jìn)行Mann-Kendall趨勢檢驗法及R/S分析法處理，經(jīng)計算Hurst指數(shù)=0.38<0.5，Mann-Kendall趨勢變化見圖11。

由圖11及Hurst指數(shù)可以看出集對勢變化呈現(xiàn)下降趨勢但并不顯著，且具有反持續(xù)特性，即未來呈現(xiàn)與現(xiàn)在相反的趨勢。1993年后集對勢下降明顯，20世紀(jì)90年代末趨勢有所緩解，說明20世紀(jì)90年代初黃河源區(qū)氣候特征惡化，20世紀(jì)90年代末有所改善。可能是由于20世紀(jì)90年代初黃河源區(qū)氣候偏暖干化，且過牧現(xiàn)象嚴(yán)重造成覆被退化，進(jìn)而導(dǎo)致氣候惡化[18]；隨著20世紀(jì)90年代末源區(qū)防沙治沙工程實施，使得土地覆被狀況轉(zhuǎn)好[19]，尤其是2003年以來的源區(qū)減畜工程和三江源自然保護(hù)區(qū)生態(tài)保護(hù)措施的實施[18]更使得這種趨勢變得穩(wěn)定。

圖10 集對勢趨勢變化Fig.10 Trend of set pair potential

圖11 Mann-Kendall趨勢變化Fig.11 Trend of Mann-Kendall test

3.2 源區(qū)發(fā)展趨勢變化強弱分析

隨著時間的推移，其不確定項b可能會向同一項a或者對立項c轉(zhuǎn)化，為此集對樂觀勢與悲觀勢是該系統(tǒng)變化的上限與下限，集對樂觀勢與悲觀勢差值SHI(O)-SHI(B)表征其變化范圍的大小。

故提取圖9中集對樂觀勢與悲觀勢差值SHI(O)-SHI(B)進(jìn)行詳細(xì)分析，具體見圖12。由圖12可知，1991-2015年差值SHI(O)-SHI(B)幾乎保持穩(wěn)定，略有增加，不確定項b較傾向于同一項a，說明黃河源區(qū)整體氣候存在向好的態(tài)勢，但發(fā)展趨勢的變化處于較弱水平，還不足以改變主體趨勢。依據(jù)上文主體趨勢的變化，以2000年為節(jié)點進(jìn)一步分析，對比看出源區(qū)保護(hù)措施的實施對使源區(qū)氣候特征向穩(wěn)定態(tài)勢發(fā)展有明顯的促進(jìn)作用。

圖12 SHI(O)-SHI(B)分析Fig.12 Analysis of SHI(O)-SHI(B)

4 研究結(jié)論

(1)以源區(qū)氣象站日照、風(fēng)速、氣溫及降水指標(biāo)構(gòu)建氣候特征聯(lián)系度模型評估黃河源區(qū)氣候特征趨勢變化，不但可從氣候變化角度印證源區(qū)保護(hù)措施的實效性，還可判別在人類活動干預(yù)下黃河源區(qū)氣候特征的變化趨勢，可為源區(qū)保護(hù)工作提供科學(xué)參考。

(2)依據(jù)集對勢趨勢變化可以看出，較基準(zhǔn)期1990年前，黃河源區(qū)氣候特征主體趨勢仍還處于變差階段，存在向不穩(wěn)定發(fā)展的趨勢；結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)及集對勢M-K趨勢變化可以看出源區(qū)保護(hù)措施的實施只是在一定程度上延緩這種趨勢，且集對勢M-K趨勢變化具備一定可靠性。

(3)由集對樂觀勢與悲觀勢差值可以看出黃河源區(qū)發(fā)展趨勢的變化處于較弱水平，與Hurst指數(shù)反映的反持續(xù)性相符合，結(jié)果具備一定可靠性，即源區(qū)未來氣候特征存在逐步變好的可能，但所需周期很長，建議針對黃河源區(qū)進(jìn)一步出臺相關(guān)政策，以便加快這種狀態(tài)的轉(zhuǎn)變。

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