張欣馨 徐海明,2 馬靜,2

(1 南京信息工程大學(xué) 氣象災(zāi)害預(yù)報預(yù)警與評估協(xié)同創(chuàng)新中心/氣象災(zāi)害教育部重點實驗室/氣候與環(huán)境變化國際合作聯(lián)合實驗室,南京 210044;2 南京信息工程大學(xué) 大氣科學(xué)學(xué)院,南京 210044)

引 言

在全球變暖背景的影響下,熱浪逐漸成為世界范圍內(nèi)頻繁發(fā)生的極端天氣事件,其強(qiáng)度和持續(xù)時間都存在增加的趨勢[1]。以往極端高溫的研究多集中于我國南方地區(qū)[2-3]。近年來,我國北方地區(qū)夏季出現(xiàn)罕見極端高溫,2018年7月底至8月初東北溫度距平超過6 ℃[4],同年夏季我國內(nèi)蒙古中部、遼寧西部出現(xiàn)干旱日數(shù)在30 d以上的重到特旱旱情[5]。因此研究我國北方夏季極端高溫特征及其可能成因?qū)υ摰貐^(qū)防災(zāi)減災(zāi)和生態(tài)經(jīng)濟(jì)活動有著極其重要的意義。

前人對我國北方氣溫的長期變化特征進(jìn)行了廣泛的研究。比如,莊園煌等[6]研究指出我國東北地區(qū)暖季氣溫主要呈現(xiàn)全區(qū)一致型和南北型兩種模態(tài)特征,全區(qū)一致型在1990s中期存在明顯的年代際突變,1990s中期以后氣溫偏高。孫永剛等[7]指出內(nèi)蒙古地區(qū)高溫中心在阿拉善盟沙漠地區(qū),高溫年日數(shù)有增長趨勢。高溫?zé)崂水a(chǎn)生的原因有很多,其中,大氣環(huán)流對氣溫的影響最為直接。WANG, et al[8]研究發(fā)現(xiàn)2014年夏季太平洋—日本遙相關(guān)型、絲綢之路和歐亞遙相關(guān)型的共同作用,引起西太平洋副熱帶高壓位置偏南和東亞大槽強(qiáng)度加強(qiáng),使得東北亞地區(qū)出現(xiàn)嚴(yán)重高溫干旱。HONG, et al[9]研究發(fā)現(xiàn)北大西洋多年代際振蕩調(diào)節(jié)夏季絲綢之路遙相關(guān)型的年代際變化,而后者導(dǎo)致1990s中期歐洲—西亞和東北亞的增暖明顯強(qiáng)于中亞。SHI, et al[10]也發(fā)現(xiàn)絲綢之路遙相關(guān)型的年代際變化可引起我國北方地區(qū)持續(xù)性高溫事件的年代際變化。由此可見,對于我國北方夏季極端高溫事件,前人多關(guān)注其長期變化趨勢和年代際變化特征,而對其年際變化特征研究則相對較少。

目前,國際上對熱浪沒有統(tǒng)一的定義。以往的研究多從溫度的角度出發(fā)定義極端高溫天氣。然而,單純溫度指數(shù)很難代表人體的舒適程度,因為人體的感知還受濕度和風(fēng)等其他環(huán)境條件的影響。因此,認(rèn)為相對濕度也是定義熱浪的一個重要因素,因為它與人體熱交換直接相關(guān)[11]。高溫高濕環(huán)境會降低蒸發(fā)冷卻和人體的熱傳導(dǎo),熱應(yīng)激(動物機(jī)體因溫度變化發(fā)生非特異性應(yīng)答反應(yīng)的總和)可能發(fā)生在高濕但溫度低于最佳身體核心溫度(37 ℃)的環(huán)境中。如Mora, et al[12]指出隨著相對濕度的增加,一些與熱應(yīng)激有關(guān)的死亡事件發(fā)生在相對較低的溫度下。濕球黑球溫度指數(shù)(Wet-bulb Globe Temperature, WBGT)最初是由美國海軍陸戰(zhàn)隊在1950s提出的,用于監(jiān)視環(huán)境條件以減少戶外運動期間的熱傷害[13],目前是衡量熱應(yīng)激的最常用指標(biāo)[14]。WBGT是由濕球溫度、黑球溫度(放置在直徑15 cm的黑色啞光銅球內(nèi)溫度計測量的溫度)和干球溫度等觀測指標(biāo)得出,隨著環(huán)境WBGT越接近人體皮膚溫度,人體向環(huán)境散熱越困難[15]。Fischer, et al[16]在評估氣候變化對人體發(fā)病率和死亡率的影響時指出,結(jié)合溫度和濕度的健康相關(guān)指標(biāo)的實際值與模式模擬值的偏差(比如健康指標(biāo)的實際極端值遠(yuǎn)小于模擬值)要比兩個獨立變量的偏差小得多。通過敏感性分析,用WBGT定義的熱浪,能更好的評估熱浪對健康的影響[17]。CHEN, et al[18]指出在2076—2095年期間,在不考慮濕度影響的情況下,15°N～15°S的大多數(shù)地區(qū)每年約有40～140 d的高溫日被低估。由于濕球溫度、球形等數(shù)據(jù)比較難獲得,采用簡化的WBGT(可以使用常規(guī)氣象數(shù)據(jù),如溫度,水汽壓等)來表征熱應(yīng)激[16]。將采用WBGT指數(shù)來定義熱應(yīng)激事件,探討我國北方地區(qū)熱應(yīng)激的年際變化特征和影響因子,以期加深對我國北方地區(qū)夏季極端熱事件的認(rèn)識。

1 資料與方法

1.1 資料

采用國家氣象中心提供的1961—2016年夏季(6—8月)全國2 474個站逐日平均氣溫和平均相對濕度資料?？紤]歷史序列的完整性和連續(xù)性,選用1961—2016年有完整數(shù)據(jù)記錄的1 814個站點。再分析資料[19]由美國國家環(huán)境預(yù)報中心和國家大氣研究中心(NCEP/NCAR)提供,水平分辨率為2.5°×2.5°。逐月AO指數(shù)[20]和Nio3指數(shù)(5°S～5°N,150°～90°W)由美國國家海洋大氣中心(NOAA)提供,研究時段為1961—2016年夏季。

1.2 方法

WBGT計算公式如下[16]:

WBGT=0.567Ta+0.393e+3.94,

(1)

(2)

其中:Ta為氣溫(單位:℃);e為水汽壓(單位:hPa);RH為相對濕度(單位:%)。

極端熱應(yīng)激事件的定義:對于給定的某日(d),對近56 a共56 d的WBGT進(jìn)行排序,得到該日WBGT的95%分位數(shù)。然后將6—8月逐日WBGT的95%分位數(shù)值做5 d滑動平均,得到夏季每日極端WBGT的閾值。當(dāng)某日WBGT大于該日閾值時,定義該日為極端高溫日。連續(xù)3 d及以上的連續(xù)極端高溫日,則定義為一次極端熱應(yīng)激事件。

歐亞遙相關(guān)型(EU)指數(shù)(IEU)的計算:鄒珊珊等[21]基于Wallace, et al[22]定義的冬季指數(shù),并結(jié)合夏季歐亞地區(qū)500 hPa位勢高度場旋轉(zhuǎn)經(jīng)驗正交分解(Rotated Empirical Orthogonal Function, REOF)結(jié)果,修正了歐亞遙相關(guān)指數(shù),將位于日本上空的關(guān)鍵點移至貝加爾湖附近。公式如下:

(3)

其中:Z*表示經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理的500 hPa位勢高度場,計算所得指數(shù)再次進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化,得到標(biāo)準(zhǔn)化時間序列。

東亞太平洋遙相關(guān)型(EAP)指數(shù)(IEAP)采用黃剛等[23]定義:

IEAP=-0.25Z′S(20°N,125°E)+
0.50Z′S(40°N,125°E)-0.25Z′S(60°N,125°E)。

(4)

采用華盛頓大學(xué)大氣與海洋聯(lián)合研究所定義的南極濤動(Antarctic Oscillation,AAO)指數(shù)方法[24],將南半球20°S以南月平均SLP距平進(jìn)行經(jīng)驗正交函數(shù)(Empirical Orthogonal Function, EOF)展開,選取第一特征向量時間系數(shù)作為AAO指數(shù)。大量的研究指出AAO通過?！獨怦詈线^程跨季節(jié)影響北半球大氣環(huán)流[25-27],因此本文使用春季的AAO指數(shù)。

采用REOF分解得到我國夏季極端熱應(yīng)激事件的主要空間模態(tài)和時間變化特征,重點對北方區(qū)域夏季熱應(yīng)激事件的年際分量進(jìn)行曼—肯德爾法(Mann-Kendall, MK)檢驗,并采用回歸分析和線性擬合方法探討突變前后的主要影響因子。選用t檢驗進(jìn)行顯著性檢驗,大氣環(huán)流數(shù)據(jù)均使用11 a Lanczos高通濾波濾除年代際信號。

2 結(jié)果

2.1 北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件的變化特征

為了揭示中國夏季極端熱應(yīng)激事件的時空分布特征,將1961—2016年逐年極端夏季熱應(yīng)激頻次標(biāo)準(zhǔn)化之后,進(jìn)行EOF分解(圖略)。前3個特征向量場的方差貢獻(xiàn)率分別是22.5%、8.3%和7.9%,前3個特征向量場解釋了總方差的38.7%,且第四向量以后各向量方差貢獻(xiàn)較小,因此僅對前3個特征向量進(jìn)行分析[28]。為進(jìn)一步揭示中國夏季極端熱應(yīng)激事件的區(qū)域性分布及其變化特征,采用REOF對前3個主成分及對應(yīng)的載荷向量進(jìn)行旋轉(zhuǎn)。由于REOF分解得到的空間模態(tài)是旋轉(zhuǎn)因子載荷向量,因此每個向量代表了空間相關(guān)性分布結(jié)構(gòu)。REOF的3個主成分方差貢獻(xiàn)率分為為15.4%、12.0%和11.2%,旋轉(zhuǎn)后3個載荷向量的方差貢獻(xiàn)差別相對較小。圖1為REOF得到的第二模態(tài)的空間分布,粗線圈出的區(qū)域為載荷向量絕對值大于0.5的區(qū)域,參照魏鳳英[29]區(qū)域劃分的方法,將載荷向量絕對值大于0.5的區(qū)域作為中國夏季極端熱應(yīng)激事件的分區(qū),將其定義為“北方地區(qū)”,即本文的研究區(qū)域。至于其他兩個模態(tài),它們分別對應(yīng)于我國淮海流域和華南地區(qū)的極端熱應(yīng)激變化,由于篇幅限制,將在以后的研究中進(jìn)行介紹。

圖1 1961—2016年中國夏季極端熱應(yīng)激的REOF第二特征向量場(黑色粗線內(nèi)區(qū)域為旋轉(zhuǎn)載荷向量絕對值大于0.5的區(qū)域,記為區(qū)域A)Fig.1 The second eigenvector field of REOF for extreme heatstress in China during the summer of 1961-2016 (The areasurrounded by the black thick line represents that the absolute value of rotation load vector larger than 0.5, referred to as region A)

為了驗證REOF分區(qū)的合理性,將REOF第二模態(tài)高載荷區(qū)域站點的極端熱應(yīng)激事件頻次求平均并與REOF第二模態(tài)時間序列作對比,結(jié)果如圖2a所示?？梢钥吹奖狈降貐^(qū)站點平均的極端熱應(yīng)激事件頻次能很好地反映出第二模態(tài)時間系數(shù)的變化特征,兩者相關(guān)系數(shù)0.95,通過了α=0.001的顯著性檢驗。因此,這里采用高載荷向量集中區(qū)站點平均的極端熱應(yīng)激事件頻次來定義北方地區(qū)的極端熱應(yīng)激事件頻次。由圖2a可見,該時間序列不僅具有明顯的年際變化而且還具有明顯的年代際變化。為了更清楚地揭示北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件頻次的年際和年代際變化特征,對該地區(qū)極端熱應(yīng)激頻次分別進(jìn)行了11 a Lanczos低通(圖2b)和高通(圖2c)濾波處理。由圖2b可以看到,在年代際時間尺度上,北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件頻次在1990s中期由頻次相對較少的負(fù)位相轉(zhuǎn)為頻次相對較多的正位相,存在明顯的年代際變化特征。由圖2c可以看到,北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件頻次的年際變率也存在明顯的年代際變化,前期變化幅度相對較小,而后期變化幅度明顯增大。

圖2 多種時間尺度上北方地區(qū)熱應(yīng)激頻次的變化序列：(a)實線是REOF第二模態(tài)區(qū)域A站點平均的熱應(yīng)激頻次原始序列,虛線是REOF第二模態(tài)時間系數(shù);(b)區(qū)域A站點平均的熱應(yīng)激頻次年代際序列(11 a低通濾波);(c)區(qū)域A站點平均的熱應(yīng)激頻次年際序列(11 a高通濾波))Fig.2 Variations of heat stress frequencies in the northern China on various time scales： (a) original sequence of the heat stress frequency averagedfor the stations in Region A of second mode of REOF (solid curve), and the time coefficient of the second mode of REOF (dotted curve);(b) the interdecadal sequence of the frequency of heat stress averaged for the stations in Region A (11-year low-pass filtering);(c) interannual sequence of heat stress frequency averaged for the stations in Region A (11-year high-pass filtering))

為進(jìn)一步確定北方地區(qū)極端熱應(yīng)激頻次年際變化是否真的存在年代際突變,以及發(fā)生突變的時間,本文將年際變化的距平絕對值進(jìn)行了M-K檢驗,結(jié)果如圖3a所示。由UF曲線可見,自1990s以來,年際變化的振幅有明顯的增大趨勢。1990s中期以后這種增大趨勢均超過α=0.05顯著性水平檢驗,表明振幅增大趨勢是十分顯著的。UF和UK曲線相交于1989年前后,且交點位于α=0.05顯著性水平臨界值之間,可見,年際變化的振幅確實在1990s發(fā)生了一次突變。圖3b也給出了年際變化的9點滑動方差距平,該滑動方差序列在1990年左右也相應(yīng)地存在一個明顯的位相轉(zhuǎn)變。以上分析清楚表明,北方地區(qū)的極端熱應(yīng)激事件頻次不僅在其均值上存在年代際突變,而且在其年際變率上同樣也存在明顯的年代際突變,其突變時間出現(xiàn)在1990年左右。

圖3 北方地區(qū)極端熱應(yīng)激頻次年際分量:(a)距平絕對值的MK檢驗(虛線為α=0.05顯著性水平臨界值);(b)9 a滑動方差的距平Fig.3 (a) MK test of absolute values of anomalies of interannual sequence of extreme heat stress frequency in the northern China(dotted lines represent the critical values at the significance level of 95%) and (b) anomalies of 9-year sliding variances

2.2 北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件頻次突變前期影響因子

由前文結(jié)果可知,北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件頻次的年際變化在1990年發(fā)生了突變。據(jù)此,后文將整個時段分為突變前期(1966—1989年)和突變后期(1990—2011年)兩段時期,定義北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件頻次的年際尺度分量為極端熱應(yīng)激指數(shù),以探討影響極端熱應(yīng)激事件頻次的年際變化的主要因子。

圖4給出了突變前期極端熱應(yīng)激指數(shù)對夏季500 hPa位勢高度和海表溫度的回歸場。對應(yīng)極端熱應(yīng)激事件頻次偏多的年份,自烏拉爾山至東北亞中高緯度地區(qū)上空位勢高度異常場表現(xiàn)為“+-+”的類歐亞遙相關(guān)型波列。其中,烏拉爾山和鄂霍茨克海區(qū)域上空為顯著的正距平,使得所在區(qū)域上空的脊得以加強(qiáng),而我國內(nèi)蒙古和華北地區(qū)上空的顯著位勢高度正距平,使得該地區(qū)上空的東亞大槽得以減弱。李輯等[30]指出這種大氣環(huán)流形勢不利于冷空氣南侵進(jìn)入我國北方地區(qū)。東亞地區(qū)從低緯到高緯呈現(xiàn)出一經(jīng)向“-+-”的類EAP型,正距平中心位于我國華北與日本地區(qū)上空,負(fù)距平則出現(xiàn)在日本以南地區(qū)和貝加爾湖地區(qū)上空。另外,南半球70°S以南地區(qū)上空呈現(xiàn)一顯著的環(huán)狀正位勢高度異常,類似南半球環(huán)狀模結(jié)構(gòu)。海溫異常場上,赤道中東太平洋為海溫負(fù)距平,菲律賓以東的西北太平洋則為海溫正距平,該海溫異常分布與Loughran, et al[31]合成的夏季拉尼娜年海溫異常分布相一致。

圖4 1966—1989年熱應(yīng)激指數(shù)對夏季(a)500 hPa位勢高度(實線是500 hPa氣候平均位勢高度,等值線間隔8 dagpm;填色是回歸異常場,單位:dagpm;打點為通過α=0.1顯著性檢驗的區(qū)域)和(b)海表溫度的回歸場(實線(虛線)表示正(負(fù))異常,單位:℃;深(淺)陰影表示通過α=0.05(α=0.1)顯著性檢驗的區(qū)域)Fig.4 (a) Geopotential height anomalies at 500 hPa (shadings; unit: dagpm; the solid contours show the climatological mean geopotentialheight at an interval of 8 dagpm; the stippling area passed the 90% significance test), and (b) sea surface temperature anomalies(Solid and dotted contours indicate positive and negative anomalies, respectively, unit: ℃; dark and light shadings indicate the area thatpassed the 95% and 90% significance test, respectively) in summer regressed on the heat stress index from 1966 to 1989

以上的結(jié)果表明,我國北方地區(qū)夏季極端熱應(yīng)激事件可能與歐亞遙相關(guān)型、東亞太平洋遙相關(guān)型、南極濤動和厄爾尼諾有關(guān)。為進(jìn)一步揭示極端熱應(yīng)激事件的影響因子,分別選取EU、EAP、AAO和Nio3指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)作相關(guān)。1966—1989年4個指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)的相關(guān)系數(shù)分別為0.38、0.36、-0.40和-0.37,均能通過α=0.1的顯著性檢驗。進(jìn)一步將4個指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)做滑動相關(guān)(圖5)后可見,EU指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)有較好的正相關(guān)關(guān)系,1980s中后期以后相關(guān)性明顯減弱并逐步轉(zhuǎn)為負(fù)相關(guān)。而EAP指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)一直有較好的正相關(guān)關(guān)系,1990s之后相關(guān)性大大增強(qiáng)。AAO和Nio3指數(shù)在1990s之前與熱應(yīng)激指數(shù)都呈弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系,1990s之后相關(guān)性明顯變?nèi)酢?/p>

圖5 5個指數(shù)與極端熱應(yīng)激指數(shù)的11 a滑動相關(guān)系數(shù)(虛線表示α=0.1顯著性檢驗臨界線):(a)EU;(b)EAP;(c)AAO;(d) Nio3;(e)AOFig.5 11-year sliding correlation coefficients between indices and heat stress index(dotted lines represent the critical values at the significance level of 90%): (a) EU; (b) EAP; (c) AAO; (d) Nio3; (e) AO

為了進(jìn)一步探討各個因子對極端熱應(yīng)激事件的貢獻(xiàn)程度,表1給出了1966—1989年EU、AAO和EAP指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)的多元線性回歸結(jié)果。多元線性回歸要求自變量間相互獨立,本文分別計算了4個指數(shù)兩兩之間的線性關(guān)系,發(fā)現(xiàn)EAP和Nio3指數(shù)存在顯著相關(guān),兩者間的相關(guān)系數(shù)達(dá)-0.45,并通過α=0.05顯著性檢驗。宗海鋒等[32]也發(fā)現(xiàn)梅雨期EAP遙相關(guān)型的出現(xiàn)與ENSO遙強(qiáng)迫作用有密切關(guān)系?？梢?EAP和Nio3指數(shù)互不獨立。因此,選取EU、AAO和EAP這3個大氣環(huán)流因子與熱應(yīng)激指數(shù)作多元線性回歸。由多元線性回歸結(jié)果可知,當(dāng)3個因子同時作為自變量考慮時,建立的方程F值為7.27,能通過α=0.01的顯著性檢驗,方程能解釋52.2%的方差。自變量EU、AAO和EAP的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別是0.35、-0.56和-0.46,均能通過α=0.05的顯著性檢驗。以上的結(jié)果表明,1966—1989年我國北方地區(qū)夏季極端熱應(yīng)激事件的年際變化是由歐亞遙相關(guān)型、南極濤動和東亞太平洋遙相關(guān)型共同影響的結(jié)果。

為進(jìn)一步驗證3個影響因子對我國北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件的影響,根據(jù)表1中偏回歸系數(shù)定義了由EU、AAO和EAP為自變量的多元回歸指數(shù)：

表1 1966-1989年EU、AAO和EAP指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)多元線性回歸表Table 1 Multivariate linear regression of the heat stress index onto EU, AAO, EAP indices from 1966 to 1989

y=0.011+0.069×EU-0.129×AAO+0.088×EAP。

(5)

圖6分別給出了多元回歸指數(shù)和3個環(huán)流指數(shù)對500 hPa位勢高度的回歸場。對比圖6a和圖4a可見,由多元線性回歸得到的指數(shù)對位勢高度的回歸場和熱應(yīng)激指數(shù)對位勢高度的回歸場在北半球中高緯的緯向波列、東亞經(jīng)向上類EAP信號和南極的位勢高度異?；疽恢?表明回歸指數(shù)能很好地再現(xiàn)極端熱應(yīng)激指數(shù)在位勢高度上的異常信號。而EU指數(shù)對位勢高度場異常僅有一部分貢獻(xiàn)。對比圖6b和圖4a可見,EU指數(shù)對位勢高度的回歸場僅在北半球中高緯度地區(qū)與熱應(yīng)激指數(shù)對位勢高度的回歸場基本一致,即:烏拉爾山地區(qū)和堪察加半島以東地區(qū)上空為顯著的正距平區(qū),而負(fù)距平區(qū)主要出現(xiàn)在貝加爾湖地區(qū)上空。同樣,EAP波列也僅部分反映了熱應(yīng)激指數(shù)的位勢高度場異常,如圖6c所示,EAP指數(shù)對位勢高度的回歸場在日本海附近上空存在一個狹長的正距平,而在我國河套地區(qū)和東北地區(qū)上空為顯著的正距平。至于AAO指數(shù)或南半球環(huán)狀模(SAM),主要表征南半球中高緯度地區(qū)的高度場異常[33-34]。如圖6d所示,AAO指數(shù)低值年南半球70°S以南地區(qū)有環(huán)狀的正位勢高度異常,與圖4a中南半球上空位勢高度異常相一致。因此,只有綜合考慮3個環(huán)流因子的共同作用,才能合理解釋我國北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件年際變化的成因。

圖6 1966—1989年(a)多元回歸指數(shù)、(b)EU、(c)EAP和(d)AAO指數(shù)對夏季500 hPa位勢高度的回歸場(填色是回歸場,單位:dagpm;打點為通過α=0.1顯著性檢驗的區(qū)域)Fig.6 Geopotential height anomalies at 500 hPa (shadings; unit: dagpm) regressed on the (a) multiple regression index, (b) EU, (c) EAP,and (d) AAO indices in summer from 1966 to 1989 (The stippling areas pass the 90% significance test)

為了進(jìn)一步說明大氣環(huán)流變化如何影響極端熱應(yīng)激事件。在1966—1989年期間,選取極端熱應(yīng)激指數(shù)高于0.5個標(biāo)準(zhǔn)差的極端熱應(yīng)激高值年和極端熱應(yīng)激指數(shù)低于0.5個標(biāo)準(zhǔn)差的極端熱應(yīng)激低值年。在1966—1989年期間,極端熱應(yīng)激高值年5 a,極端熱應(yīng)激低值年事件共10 a。圖7a給出了1966—1989年期間極端熱應(yīng)激高低值年500 hPa位勢高度的差值合成場?？梢钥闯?極端熱應(yīng)激事件偏多的年份南極濤動、歐亞遙相關(guān)型和東亞-太平洋遙相關(guān)型的信號偏強(qiáng)。我國北方地區(qū)受其影響,北方地區(qū)位于顯著的正高度差值區(qū)域,且正異常范圍較大,使得北方地區(qū)受高溫控制,易引發(fā)極端熱應(yīng)激事件。

關(guān)于南極濤動如何對北半球大氣環(huán)流的產(chǎn)生影響,前人已經(jīng)做了大量的研究,他們指出東亞夏季風(fēng)[25]、太平洋地區(qū)海溫異常[35]、北印度洋海表溫度[36]、南印度洋偶極子海溫異常[37]等因子是南極濤動影響北半球環(huán)流的關(guān)鍵媒介,但這已超出本文研究的范圍,暫不討論。

2.3 北方地區(qū)極端熱應(yīng)激事件頻次突變后期影響因子

圖8給出了后期極端熱應(yīng)激指數(shù)對500 hPa位勢高度和海溫的回歸場?？梢?在位勢高度異常場上,前期出現(xiàn)在南極上空的大范圍環(huán)狀正位勢高度異常和歐亞大陸上空的歐亞波列,在后期已消失。而原先位于烏拉爾山地區(qū)上空的正距平中心已西移到歐洲西部上空。值得注意的是,突變后期中,在北極地區(qū)上空出現(xiàn)了東西向橫跨210個經(jīng)度的帶狀分布的負(fù)距平,該位勢高度異常分布與北極濤動相關(guān)的位勢高度異常場相似。與前期相一致的是,后期我國北方地區(qū)上空依舊維持大范圍正距平。而海溫異常場上也發(fā)生了比較大的變化,前期出現(xiàn)在赤道中東太平洋上的海溫負(fù)距平已不再出現(xiàn),而在秘魯沿岸以西東南太平洋、熱帶西太平洋地區(qū)和鄂霍茨克海以東地區(qū)出現(xiàn)了海溫負(fù)距平,而日本海地區(qū)為海溫正距平。

為了進(jìn)一步揭示后期極端熱應(yīng)激事件年際變化的影響因子,將前期的影響因子EU、AAO、EAP、Nio3和后期北極出現(xiàn)的類北極濤動信號(AO)與熱應(yīng)激指數(shù)分別求相關(guān),相關(guān)系數(shù)分別為-0.32、0.13、0.61、-0.04和0.41,僅EAP和AO指數(shù)的相關(guān)系數(shù)能通過α=0.1的顯著性檢驗。由上述幾個因子與熱應(yīng)激指數(shù)的滑動相關(guān)結(jié)果(圖5)也可以看到,1990年之后AO指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)存在弱的相關(guān),EU、AAO和Nio3與熱應(yīng)激指數(shù)的相關(guān)關(guān)系不再顯著,而后期EAP指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)的相關(guān)關(guān)系則明顯增強(qiáng),兩者的滑動相關(guān)系數(shù)達(dá)到α=0.01的顯著性水平。結(jié)果表明1990年之后,我國北方地區(qū)夏季極端熱應(yīng)激事件的年際變化不再受EU、AAO和Nio3影響,而主要轉(zhuǎn)變?yōu)榕cAO和EAP有關(guān)。表2給出了AO和EAP指數(shù)與熱應(yīng)力指數(shù)的回歸結(jié)果,由于AO和EAP兩者之間的相關(guān)系數(shù)為0.42，兩個指數(shù)不獨立。為此,單獨將AO和EAP作為自變量進(jìn)行回歸。其中單獨把AO作為自變量方程的F統(tǒng)計量僅為4.2,方程僅能解釋17.2%的方差,而單獨把EAP作為自變量時方程的F統(tǒng)計量為12.1,方程能解釋37.8%的方差,且自變量的系數(shù)能通過α=0.01的顯著性檢驗。因此,發(fā)生突變后的1990—2011年,東亞太平洋遙相關(guān)型是我國北方地區(qū)夏季極端熱應(yīng)激事件年際變化的主導(dǎo)因子。

表2 1990—2011年EAP和AO指數(shù)與熱應(yīng)激指數(shù)的多元線性回歸表Table 2 Multiple linear regression of the heat stress index onto EAP, AO indices from 1990 to 2011

為進(jìn)一步驗證后期極端熱應(yīng)激事件的影響因子,圖9分別給出了EAP和AO指數(shù)對夏季500 hPa位勢高度的回歸場。對比圖9a和圖8a可以看到,由EAP指數(shù)對位勢高度的回歸場和熱應(yīng)激指數(shù)對位勢高度的回歸場基本一致,即在北極地區(qū)上空出現(xiàn)大范圍的帶狀負(fù)距平,而在我國東北和內(nèi)蒙古部分地區(qū)上空出現(xiàn)顯著的正距平。而由AO對位勢高度的回歸場(圖9b)上,僅在北極地區(qū)上空為環(huán)狀的負(fù)距平,沿45°N附近的中緯度地區(qū)上空為帶狀的正異常,該位回歸場的分布與熱應(yīng)激指數(shù)對位勢高度的回歸場存在顯著差異。為了進(jìn)一步說明后期大氣環(huán)流變化如何影響極端熱應(yīng)激,與前文類似,選取1990—2011年極端熱應(yīng)激指數(shù)高于0.5個標(biāo)準(zhǔn)差的極端熱應(yīng)激高值年和極端熱應(yīng)激指數(shù)低于0.5個標(biāo)準(zhǔn)差的極端熱應(yīng)激低值年。在1990—2011年極端熱應(yīng)激高值年8 a,極端熱應(yīng)激低值年事件共10 a。圖7b給出了后期1990—2011年極端熱應(yīng)激高低值年500 hPa位勢高度差值場?？梢?極端熱應(yīng)激高值年與低值年相比,菲律賓地區(qū)位勢高度顯著偏低,我國東北地區(qū)位勢高度顯著偏高,北極上空有帶狀的位勢高度負(fù)異常。這與圖9a中EAP對位勢高度的回歸場信號一致。

圖9 1990—2011年(a)EAP和(b)AO指數(shù)對夏季500 hPa位勢高度的回歸場(填色是回歸場,單位:dagpm;打點為通過α=0.1顯著性檢驗的區(qū)域)Fig.9 Geopotential height anomalies at 500 hPa (shadings; unit: dagpm) regressed on the (a) EAP and (b) AO index in summer from1990 to 2011 (The stippling areas pass the 90% significance test)

綜上,突變后期的EAP遙相關(guān)型是影響我國北方地區(qū)夏季極端熱應(yīng)激事件年際變化主要影響因子。有研究表明菲律賓附近的熱力異常(包括海溫和對流活動異常)是導(dǎo)致EAP的形成和變化的根本原因[38]。那么,為何EAP遙相關(guān)型在后期的影響更加明顯?為此,圖10給出了1966—1989年和1990—2011年EAP指數(shù)對海溫的回歸場。由圖10a可見,1966—1989年的EAP指數(shù)主要與赤道中東太平洋以及北印度洋的孟加拉灣和阿拉伯海海溫異常有關(guān),而1990—2011年的EAP指數(shù)則主要與孟加拉灣以及菲律賓周邊海域的海溫異常有關(guān)(圖10b)。突變前后EAP指數(shù)與海溫異常的主要相關(guān)區(qū)發(fā)生了明顯的轉(zhuǎn)移,突變后EAP指數(shù)的變化更直接受到菲律賓周邊海域海溫異常的影響。進(jìn)而定義了一個海溫指數(shù),該海溫指數(shù)定義為菲律賓周圍區(qū)域(0～20°N, 90°～130°E)平均的海表溫度。

圖10 EAP指數(shù)對海表溫度的回歸場:(a)1966—1989年; (b)1990—2011年(實線(虛線)表示正(負(fù))異常,單位:℃;深(淺)陰影表示通過α=0.05(α=0.1)顯著性檢驗的區(qū)域)Fig.10 Sea surface temperature anomalies regressed on the EAP index (a) from 1966 to 1989, and (b) from 1990 to 2011(Solid and dotted contours indicate positive and negative anomalies， respectively, unit: ℃; dark and light shadings indicatethe area that passed the 95% and 90% significance test, respectively)

圖11給出了該海溫指數(shù)和EAP指數(shù)的9年滑動方差?？梢?突變后期海溫和EAP變率更大,說明在后期中菲律賓周圍海溫更容易激發(fā)EAP型,使其更加活躍,從而使得EAP成為主導(dǎo)影響因子。因此,突變后期菲律賓周邊海域的海溫異?？赡芡ㄟ^影響其上的對流活動,進(jìn)而激發(fā)EAP遙相關(guān)型并對我國北方地區(qū)的極端熱應(yīng)激事件產(chǎn)生影響。

圖11 EAP(虛線)和海溫(實線)指數(shù)年際信號的9 a滑動方差距平Fig.11 Anomalies of 9-year sliding interannual variances ofEAP (dashed curve) and SST (solid curve) indices

3 結(jié)論

本文基于熱應(yīng)激指數(shù),定義了極端熱應(yīng)激事件。采用REOF分解分區(qū)后發(fā)現(xiàn),我國北方地區(qū)夏季極端熱應(yīng)激事件頻次存在著明顯的年代際變化特征,其頻次不僅在1990s后經(jīng)歷了一次明顯的年代際增多過程,而且其頻次的年際變化上也同樣經(jīng)歷了一次年代際突變,即:1990s之前年際變率相對較小,而1990s之后年際變率顯著增加。突變之前的極端熱應(yīng)激頻次的年際變化主要受歐亞遙相關(guān)型、東亞太平洋遙相關(guān)型和南極濤動的共同作用,而突變之后的極端熱應(yīng)激年際變化則主要受東亞太平洋遙相關(guān)型影響。進(jìn)一步分析表明,相比較于突變前期,突變后期的EAP遙相關(guān)型更好地對應(yīng)著菲律賓周邊海域的海溫異常,進(jìn)而對我國北方地區(qū)的極端熱應(yīng)激事件產(chǎn)生影響。