張靜萍，包為民，馮夏清，盧金利，落全富

(1.河海大學(xué)水文水資源學(xué)院，江蘇 南京 210098；2.遼寧省河庫管理服務(wù)中心(遼寧省水文局)，遼寧 沈陽 110003；3.臺州市水文站，浙江 臺州 318001；4.青山水庫管理處，浙江 杭州 311305)

0 引 言

全球近百年變暖已高達0.85～0.89 ℃，近50年來，前30年，氣溫增加并不明顯，近20年增幅明顯，中國日平均氣溫平均每10年上升了0.23 ℃，93%的全國氣象站呈上升趨勢，變暖趨勢明顯[1]。新疆氣溫呈上升趨勢，平均增長率為每10年0.27 ℃，年蒸發(fā)量和干旱指數(shù)的變化總體呈下降趨勢[2]。塔里木河流域平原地區(qū)氣溫平均每10年上升0.2 ℃[3]。其次，以往研究時間序列較短，僅討論單因子的變化，或由潛在蒸散發(fā)計算干燥度的變化[4]，具有局限性，不足以體現(xiàn)塔里木河流域的總體氣候變化情況。

滑動平均差檢驗法是2018年包為民提出的突變分析方法，其統(tǒng)計量具有物理意義，檢測結(jié)果更加精確，目前僅應(yīng)用在流域輸沙量突變檢驗中[5- 6]。以往的突變分析研究采用Mann-Kendall突變檢測方法[3- 4,7]，但是該方法在理想模型檢驗中，并不能很好的測得突變點[6]，且該方法突變統(tǒng)計量不具備物理意義。本文以塔里木河流域為研究區(qū)，選取流域內(nèi)25個氣象站點1965年～2015年的逐日地面氣象要素，采用線性傾向估計和Mann-Kendall方法深入探討平均氣溫、平均相對濕度、日照時數(shù)、平均風(fēng)速和蒸發(fā)皿蒸發(fā)量數(shù)據(jù)等氣象因子的變化趨勢，將滑動平均差檢驗法應(yīng)用在氣象要素的突變分析中，該方法通過了理想模型檢驗，結(jié)果準確可靠。研究結(jié)果對于流域徑流分析、水資源評價、生態(tài)文明建設(shè)和社會經(jīng)濟發(fā)展具有指導(dǎo)意義。

1 研究區(qū)概況與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

塔里木河流域處于天山和昆侖山脈之間，流域面積102×104km2，包括了塔里木盆地的九大支流水系、干流及塔克拉瑪干沙漠，是中國最大的內(nèi)陸河流域，受地理位置和地形影響，氣候干燥、少雨、蒸發(fā)強烈，多年平均降水量為17.4～42.8 mm，蒸發(fā)能力為1 800～2 900 mm，氣候干燥，多大風(fēng)天氣，最高風(fēng)速為40 m/s，多年平均氣溫10.7 ℃，年內(nèi)最高氣溫達39～42 ℃，年日照時數(shù)為2 550～3 500 h[8-9]，屬于典型溫帶干旱大陸性氣候，生態(tài)環(huán)境脆弱。受到“全球變暖”、“全球變暗”等氣候變化影響[10-11]，以及資源的開發(fā)利用即耕地面積擴大，過度放牧以及興修水利工程等人類活動，改變了水文過程，流域內(nèi)生態(tài)環(huán)境發(fā)生顯著變化[8]。

1.2 資料來源

選取流域內(nèi)25個氣象站點的1965年～2015年逐日地面氣象要素，氣象數(shù)據(jù)資料來源于中國氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)(http:∥data.cma.cn/)，對部分缺測數(shù)據(jù)進行插補延長，剔除缺測時間較長的數(shù)據(jù)，對大小型蒸發(fā)皿蒸發(fā)進行了折算，并對數(shù)據(jù)進行一致性檢驗，得到了年均氣溫、年降水量、年均相對濕度、年日照時數(shù)、年均風(fēng)速和年蒸發(fā)皿蒸發(fā)量數(shù)據(jù)。

1.3 研究方法

為深入了解流域內(nèi)各氣象要素的變化情況，對其年值進行趨勢分析和突變分析。Mann-Kendall方法被世界氣象組織 (WMO) 推薦，廣泛應(yīng)用于氣象和水文領(lǐng)域，可以得到長時間序列的變化趨勢。為解決樣本觀測序列獲得過程中誤差、序列本身具有的周期性和多個突變點問題，本研究采用滑動平均差方法[6]對流域氣候突變進行分析。

1.3.1Mann-Kendall檢驗方法

設(shè)X1，X2，…，Xn為時間序列變量，n為時間序列長度，MK方法定義統(tǒng)計量

(1)

式中，Xj、Xk分別為j、k年的相應(yīng)測量值，且k>j。正態(tài)分布的統(tǒng)計量

(2)

式中，V(S)為方差。在給定的α置信水平上，如果|Z|>Z1-α/2，即在α的置信水平上，時間序列數(shù)據(jù)存在明顯的上升或下降趨勢。|Z|≥1.96和|Z|≥2.58分別表示其通過了置信度為95%和99%的顯著性檢驗。

1.3.2滑動平均差檢驗法

均值的突變檢驗，目前應(yīng)用最為廣泛的是Mann-Kendall突變檢驗法，還有BG分割法、Pettitt法、OC法等方法，但是突變結(jié)果的合理性眾說紛紜，包為民團隊為解決觀測誤差、周期性和多突變點問題，提出了新的突變檢測方法——滑動平均差檢驗法，并在理想模型中檢驗這些突變分析結(jié)果的合理性，分別在無誤差單突變序列、無誤差多突變序列和有誤差多突變序列的理想模型中對四種方法進行突變點檢測，發(fā)現(xiàn)Mann-Kendall突變檢驗法得到結(jié)果與實際差別較大，BG分割法、Pettitt法和OC法會忽略突變強度較弱的突變點，僅滑動平均差方法一次性檢測出了多個突變點，且檢測結(jié)果精確[6]。該方法在實際流域的應(yīng)用中，現(xiàn)階段僅驗證了黃河流域的輸沙量突變分析，其突變結(jié)果可以由植被變化和水利工程興建來進一步解釋[5- 6]。

采用以時間變量常規(guī)物理周期為滑動期的滑動平均變量，建立新考察序列，來解決樣本觀測序列獲得過程中誤差、序列本身具有的周期性和多個突變點問題[6]。如時間序列X1，X2，…，Xn，其常規(guī)物理周期為p，可以構(gòu)建正向滑動平均序列

(3)

類似的可以構(gòu)建逆向滑動平均序列

(4)

由式(3)、(4)可知，MUi和MDi即第i個樣本前后2個子序列的均值。突變點的檢測指標為

(5)

圖1 塔里木河流域各氣象要素均值變化曲線

2 結(jié)果分析

將塔里木河流域的每個氣象站點的5年均值以箱型圖(圖略)進行統(tǒng)計分析的結(jié)果表明，1965年～2015年流域年蒸發(fā)總量(E)、年均風(fēng)速(U)、年總?cè)照諘r數(shù)(tt)、年均溫度(T)、年均相對濕度(RH)、年降水總量(P)數(shù)據(jù)變幅較大，分布較為分散。年蒸發(fā)量在2 000～3 000 mm起伏波動，相對濕度介于40%～55%波動，平均溫度起伏最大，介于7～13 ℃之間，且離群值較多，日照時數(shù)處于2 500～3 100 h間，降水量介于30～150 mm之間；同一時間段各站點的數(shù)據(jù)差別大。這是由于塔里木河流域面積大，高山環(huán)繞，各站點的地理位置較遠、海拔高度不同所致；所以，不能單純地以平均值對變化趨勢進行衡量，需要對這25個站點分別進行分析。

2.1 趨勢分析

2.1.1時間變化

三大氣壓濤動現(xiàn)象(北大西洋濤動、北太平洋濤動、南方濤動)及厄爾尼諾(ENSO)現(xiàn)象頻發(fā)，影響了大氣環(huán)流，深刻影響全球氣候變化[11-12]。采用一元線性回歸得到塔里木河流域各氣象要素隨時間的變化趨勢如圖1所示。

由圖1可以看出：塔里木河流域近50年平均氣溫(圖1a)普遍增幅為0.276 ℃/10 a，這與其他研究的結(jié)論一致[2,13-14]，符合全球變暖趨勢[15]。氣溫上升成因復(fù)雜，主要認為受到全球氣候變化的宏觀效應(yīng)影響，加上人類活動影響，開采和工業(yè)化導(dǎo)致溫室氣體增加，全球普遍氣溫升高。相對濕度(圖1b)普遍增幅為0.151%/10 a，降水(圖1c)普遍增幅6.05 mm/10 a，降水的增加趨勢與其他研究一致[13-14,16-18]，相對濕度變化相較于降水變化，更具有連續(xù)性；但受到降水、風(fēng)速和蒸散發(fā)的影響，該方面研究不多，基本用來判斷大氣能見度[19-20]。

日照時數(shù)(見圖1d)普遍減幅2.55 h/10 a，這與其他研究一致[21-23]。近50年來，新疆年平均總云量無顯著變化趨勢，但低云量以1.172%/10a傾向率呈顯著增加趨勢。這是導(dǎo)致日照時數(shù)減少的主要原因[21]。流域近50年風(fēng)速(見圖1e)普遍減幅為0.12 m/(s·10 a)，大于西北年平均風(fēng)速減幅0.09 m/(s·10 a)[22]，小于南北疆地區(qū)年平均風(fēng)速的降低速率(0.15、0.14 m/(s·10 a))[24]。這可能是由于研究選取的站點數(shù)量和研究時段長不同導(dǎo)致的，但總體風(fēng)速下降趨勢可以確定；地面風(fēng)速與地面氣溫呈顯著負相關(guān)，近期中國氣溫變暖可能導(dǎo)致風(fēng)速減弱[10]。

流域內(nèi)溫度的升高應(yīng)當使蒸發(fā)增加，但蒸發(fā)(見圖1f)呈現(xiàn)總體減幅為27.31 mm/10 a。這一方面受到了相對濕度和降水增加影響，降低了水面與大氣的濕度梯度，抑制表層水汽輸送到大氣；另一方面地表風(fēng)速降低影響了水汽的輸送，降低了蒸發(fā)速率。這些氣象因子的變化抵消了溫度增加對蒸發(fā)的積極影響，最終使蒸發(fā)呈現(xiàn)出總體下降的趨勢。

圖2 MK方法統(tǒng)計量在塔里木河流域空間分布

2.1.2空間變化

塔里木河流域面積大，站點分散且海拔差異大，其氣象要素值相差較大，單用均值判斷流域各氣象要素的變化情況[16]，無法細致反映流域各氣象因子情況。塔里木河流域各氣象站點的氣象要素采用Mann-Kendall趨勢分析。從圖2a中可以看出：東西兩側(cè)蒸發(fā)以下降趨勢為主，北側(cè)、東南地區(qū)和西南地區(qū)蒸發(fā)以上升趨勢為主。西側(cè)以阿合奇、柯坪站

為極小值點，北部以阿克蘇和輪臺站為極大值點、庫車為極小值點，基本上通過了99%的置信度檢驗；東側(cè)以尉犁為極小值點，東南、西南以皮山、和田、且末站為極大值點，均通過95%置信度檢驗。

相對濕度趨勢分析統(tǒng)計值通過了95%的置信度檢驗。從圖2b中可以看出，西、南兩側(cè)相對濕度以下降趨勢為主，和田站下降趨勢最大，通過了99%置信度檢驗；東、北兩側(cè)除阿克蘇、輪臺、鐵干里克的相對濕度為下降趨勢外，其他站點為上升趨勢。

整個流域的溫度變化趨勢基本一致(見圖2c)。除庫車站為下降趨勢且通過了95%的置信度檢驗外，其他站點上升趨勢明顯，基本都通過了99%的置信度檢驗，這與其他研究成果[1- 4,17]結(jié)論一致。

從圖2d流域日照時數(shù)趨勢分析結(jié)果可以看出，東部車臣河及開都—孔雀河沿線站點除尉犁站日照時數(shù)為上升趨勢外，其他站點日照時數(shù)呈下降趨勢，且通過了99%的置信度檢驗；流域西北側(cè)日照時數(shù)以下降趨勢為主，南側(cè)以上升趨勢為主，大部分通過95%置信度檢驗。

流域內(nèi)各氣象站點風(fēng)速的變化(見圖2e)除烏恰為上升趨勢外，流域其他站點為下降趨勢，且基本通過了99%的置信度檢驗。降水(見圖2f)的變化在流域內(nèi)均呈現(xiàn)上升趨勢，除去流域北部地區(qū)站點和個別站點(若羌、塔什庫爾干、民豐)通過了95%的置信度檢驗外，其他站點上升趨勢不顯著。

表1 塔里木河流域各站點氣象因子突變點檢測結(jié)果統(tǒng)計

注：突變年前后順序由滑動平均差突變點強度大小排列。

綜上所述，1965年～2015年塔里木河流域氣象要素整體變化情況為：溫度上升，風(fēng)速下降，降水上升但不顯著，日照時數(shù)僅流域西南部上升居多，其他地方基本為下降；相對濕度西部為下降，其他地區(qū)為上升。流域中央“X”形區(qū)域站點蒸發(fā)以上升趨勢為主，其他地區(qū)蒸發(fā)以下降趨勢為主。這是多種氣象因子共同影響的結(jié)果。

2.2 突變分析

對25個站點采用滑動平均差檢驗法直觀了解突變強度，可以一次性測得多個突變點?；瑒又芷趹?yīng)取氣候周期，以消除氣候震蕩帶來的誤差[6]。氣候周期受到太陽天體周期的影響，一般選擇11～13 a。綜合各項考慮，本文滑動周期選取為12 a。塔里木河流域各站點氣象因子突變點檢驗結(jié)果見表1。

由表1可知：整個流域的蒸發(fā)值在1974年～1976年、1980年～1987年、1993年～1998年、2000年～2003年發(fā)生突變。序列均值呈現(xiàn)“高—低—高—高”的變化。但在對單一站點蒸發(fā)序列進行突變分析時，每個站點的時間序列都具有自己的突變點，無法得到一個統(tǒng)一的突變時間。這可能是由于海拔高度不同、地理位置相差較遠、站點稀疏、蒸發(fā)影響因子過多導(dǎo)致的。為此，可以通過分析其他氣象因子的突變范圍來分析蒸發(fā)的突變與其他氣象因子發(fā)生突變的關(guān)系。

對于整個流域而言，日照時數(shù)在1970年～1979年發(fā)生一次突變，2個站點均值增大，3個站點均值減小，兩者并存，可能由于海拔高度不同造成的；在1980年～1986年總體均值下降，8個站點均值下降，3個站點均值上升，均值上升的尉犁站海拔為884.9 m，塔什庫爾干站海拔3 090.1 m，烏恰站海拔2 175.7 m，海拔高度與其他站點差異很大，這可能是導(dǎo)致日照時數(shù)的突變點后均值上升的原因；1988年～1993年發(fā)生了一次突變，4個站發(fā)生了均值變大，5個站發(fā)生了均值變小；1996年～2006發(fā)生了均值增大的突變。大致呈現(xiàn)“低—高”的變化。

風(fēng)速在整個流域上有6個站點在1974年～1979年發(fā)生了突變，5個站點均值降低，僅巴楚站均值增大。20世紀80年代發(fā)生了突變，15個站點發(fā)生了均值降低的變化，僅烏恰站均值增大，可能是由于海拔高度較高導(dǎo)致的。20世紀90年代發(fā)生了突變，6個站點均值上升，3個站點均值降低，上升年份發(fā)生1996年～1999年，下降年份發(fā)生在1990年～1994年，在90年代發(fā)生了兩次變化。2000年～2005年發(fā)生了突變，5個站點(焉耆、拜城、輪臺、阿圖什、且末、民豐)均值上升，2個站點(若羌、庫車)均值下降，若羌站距離其他站點較遠，可能受地形影響較大，庫車與拜城相近，但海拔高度相差較多，導(dǎo)致了不同的變化結(jié)果。

塔里木河流域相對濕度的突變上較為一致，1985年～1990年13個站點發(fā)生均值上升的突變； 2003年～2006年11個站點發(fā)生了均值降低的突變。相對濕度的突變相比較于蒸發(fā)、日照時數(shù)和風(fēng)速，更能夠得到一個相對統(tǒng)一的蒸發(fā)突變點。相對濕度變化更加均勻，氣候變化更廣泛影響這些氣象站點。

塔里木河流域溫度數(shù)據(jù)可以得到基本一致的突變。1996年～1997年發(fā)生了20個站點發(fā)生了均值上升的突變，1976年～1977年共6個站點發(fā)生了均值上升的突變。這與牛建龍[4]、王翠[14]等研究相同，所有站點均發(fā)生了均值上升的突變。流域的降水在1986年得到基本一致的突變，共計13個站點發(fā)生均值上升的突變，4個站點在2000年～2001年發(fā)生均值上升的突變。這與流域降水在20世紀80年代的跳躍性突變研究結(jié)論一致[9,18]，與北疆降水在1984年突變的結(jié)論基本相似[25]，氣候自20世紀80年代自暖干向暖濕轉(zhuǎn)變。

25個氣象站點的降水存在1個突變點，蒸發(fā)、相對濕度、溫度、日照時數(shù)、風(fēng)速普遍存在2個突變點，且變化較為復(fù)雜。除去溫度和降水分別集中在1996年和1986年發(fā)生均值上升的突變外，其他氣象因子的變化較為復(fù)雜，相對濕度變化主要集中在20世紀80年代和2003年～2006年之間，為“高—低”趨勢；日照時數(shù)突變集中在20世紀80年代，“低—高”變化；風(fēng)速突變同樣集中在80年代，“低—高”變化；而蒸發(fā)基本上每個年代都會發(fā)生突變，這是由其他氣象因子變化引起的，最終呈現(xiàn)一種“高—低—高”的序列均值變化。

3 結(jié) 論

(1)時間尺度上，塔里木河流域近50年氣溫、降水和相對濕度總體呈現(xiàn)上升趨勢，風(fēng)速、日照時數(shù)和蒸發(fā)量均呈下降趨勢。

(2)空間尺度上，流域各氣象要素的數(shù)據(jù)分散。各氣象因子在塔里木河流域變化的空間分布為：整體上氣溫和降水普遍上升，風(fēng)速普遍下降；日照時數(shù)流域西南地區(qū)上升為主，其他地區(qū)為下降為主；相對濕度流域西部下降，其他地區(qū)為上升趨勢；蒸發(fā)變化情況復(fù)雜，整體上趨勢不同，具有很大的空間差異性，東西兩側(cè)蒸發(fā)以下降趨勢為主，中部地區(qū)蒸發(fā)以上升趨勢為主。蒸發(fā)的區(qū)域性變化可能導(dǎo)致塔里木中央腹地的塔克拉瑪干沙漠地區(qū)更加干旱，進一步加劇缺水和生態(tài)環(huán)境問題。

(3)滑動平均差方法適用于氣象要素的突變檢驗。結(jié)果顯示，溫度突變集中發(fā)生在1996年，降水突變集中在1986年，其他氣象因子的突變點零散。相對濕度序列均值 “高—低”變化；日照時數(shù)序列均值“低—高”變化，風(fēng)速均值“低—高”變化，而蒸發(fā)由其他氣象因子變化導(dǎo)致突變年份更為分散，序列均值“高—低—高”變化。造成上述溫度、日照時數(shù)和相對濕度突變的原因比較復(fù)雜，可能是全球氣候變化和人類活動影響的宏觀效應(yīng)，而蒸發(fā)受到這些氣象因子的影響也更加復(fù)雜。

本文對生態(tài)脆弱區(qū)塔里木河流域的年蒸發(fā)、年均氣溫、年降水、年日照時數(shù)、年均相對濕度和年均風(fēng)速的趨勢變化特征和突變特征進行研究，研究結(jié)果可為該流域的徑流特征分析、水資源評價、生態(tài)環(huán)境保護和經(jīng)濟發(fā)展區(qū)域化管理提供參考意見，對研究和預(yù)測塔里木河流域的氣候具有重要意義；同時佐證了全球氣候變化情況，為未來發(fā)展決策提供依據(jù)。