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        烏梁素海流域近60 年氣候變化特征研究

        2022-01-23 07:10:40張保龍于亮亮趙宇新劉艷麗丁仕青
        寧夏工程技術(shù) 2021年4期
        關(guān)鍵詞:烏梁素海檢驗法平均氣溫

        張保龍,于亮亮,趙宇新,劉艷麗,丁仕青,張 靜

        (內(nèi)蒙古巴彥淖爾市氣象局,內(nèi)蒙古巴彥淖爾 015000)

        聯(lián)合國政府間氣候變化專門委員會(Intergovernmental Panel on Climate Change,IPCC)第五次評估報告認為:人類活動極有可能是20 世紀中期以來全球氣候變暖的主要原因,可能性在95%以上,而過去的130 年全球升溫0.85 ℃。對某一地區(qū)氣候變化特征進行分析研究,國內(nèi)已有先例。史軍等[1]研究了我國華東地區(qū)極端高溫的特征及成因,利用Mann-Kendall檢驗法對極端高溫進行了躍變分析。劉可群等[2]采用氣候傾向率法分析了我國中部年、季平均氣溫變化的趨勢。王利娜等[3]采用泰森多邊形法計算了黃土高原區(qū)域面雨量,采用Mann-Kendall 檢驗法研究了黃土高原近50 年降水量的時空變化特征??到〉萚4]采用氣候傾向率法對烏梁素海流域近50 年氣候變化特征進行了分析。張宇瑾等[5]采用Mann-Kendall檢驗法分析了烏梁素海東部流域的干旱特征及變化趨勢。包云軒等[6]采用EOF 分析法、Morlet 小波分析法和Mann-Kendall 突變檢驗法分析了環(huán)太湖地區(qū)氣候變化特征。呂睿喆等[7]采用Mann-Kendall 檢驗法分析了烏梁素海流域內(nèi)氣溫、降水的長期變化趨勢和突變情況。上述研究或是針對我國不同地區(qū)分析,或是針對烏梁素海不同區(qū)域進行分析,或是選擇單一要素采用單一方法進行分析,目前對烏梁素海流域在長時間序列上的氣候變化特征的相關(guān)分析還較少。本文利用1960—2019 年氣象數(shù)據(jù),采用氣候傾向率法、Morlet 小波分析法、Mann-Kendall 檢驗法、EOF 分析法,分析烏梁素海流域氣候變化特征和趨勢,為該區(qū)域生態(tài)保護提供依據(jù)。

        1 烏梁素海流域概述

        烏梁素海是黃河多次改道形成的中國八大淡水湖之一,是黃河流域兩大淡水湖泊之一,也是全世界罕見的荒漠半荒漠地區(qū)大型草原湖泊。烏梁素海濕地是地球上同一緯度地區(qū)的最大濕地,也是深受國際關(guān)注的濕地系統(tǒng)生物多樣性保護區(qū)。烏梁素海位于巴彥淖爾市烏拉特前旗境內(nèi),位于東經(jīng)108°40′~109°,北緯40°46′~41°7′,是內(nèi)蒙古自治區(qū)黃河流域內(nèi)最大的淡水湖泊。其最初為黃河改道而形成的河跡湖,后由于經(jīng)濟以及水利事業(yè)的發(fā)展,灌區(qū)各灌渠水源不斷流入平原東部的低地勢區(qū)域,即形成了現(xiàn)在的烏梁素海流域。

        根據(jù)廣義的流域定義[8],本文確定烏梁素海流域范圍應(yīng)為東至包頭市固陽縣,西至烏蘭布和沙漠,南至黃河后套灌區(qū),北至狼山南麓的黃河流域,面積約3.4 萬km2(圖1)。此流域地處荒漠草原地帶,夏季炎熱少雨,冬季寒冷干燥,為典型的溫帶大陸性氣候。

        2 資料與方法

        2.1 資料來源

        本文選用1960—2019 年烏梁素海流域內(nèi)9 個氣象站(磴口、烏拉特后旗、杭錦后旗、臨河、五原、烏拉特中旗、烏拉特前旗、大佘太、固陽)以及流域周圍的7 個氣象站(海力素、吉蘭泰、烏海、伊克烏素、包頭、達茂旗、白云鄂博)的氣溫、降水量月數(shù)據(jù)資料。3—5 月份為春季、6—8 月份為夏季、9—11 月份為秋季、當年12 月份—翌年2 月份為冬季。

        2.2 數(shù)據(jù)處理方法

        氣候資料的非均一性直接影響到氣候分析研究結(jié)論的代表性和準確性。對氣候資料序列進行非均一性檢驗和訂正,十分有必要[9]。1960—2019 年烏梁素海流域內(nèi)多個氣象站點由于站址遷移、儀器變更、新的平均值計算公式、觀測時次變化以及觀測者的系統(tǒng)誤差等原因,導(dǎo)致了氣候序列產(chǎn)生突然不連續(xù)(即斷點)。本文利用RHtests 軟件中提供的懲罰最大F 檢驗方法[10-11]進行檢驗,很好地彌補了烏梁素海流域站點稀疏、參考站點篩選困難和元數(shù)據(jù)不完整的弊端。基于均一性檢驗,采用RHtests 軟件包提供的分位數(shù)匹配(QM)對數(shù)據(jù)進行訂正。

        烏梁素海流域選用的16個氣象站,在1960—2019 年的氣溫、降水量月數(shù)據(jù)中共缺測33 個。由于氣溫、降水量數(shù)據(jù)具有不同特性,本文采取不同方法進行插補[12]。氣溫數(shù)據(jù)根據(jù)顯著性水平α=0.01 檢驗相鄰3 個測站同期數(shù)據(jù)的顯著性,建立多元線性回歸方程,插補缺測數(shù)據(jù)。降水量數(shù)據(jù)采用灰色預(yù)測理論的基本模型GM(1,1),插補缺測數(shù)據(jù)。

        本文中烏梁素海流域的氣溫平均值采用算數(shù)平均法進行計算,降水量平均值采用泰森多邊形法[13]進行計算。

        2.3 分析方法

        本文研究烏梁素海流域氣溫、降水量在時間和空間的分布特征,采用氣候傾向率法分析氣象要素的時間變化趨勢,采用Morlet 小波分析法提取氣候要素序列周期,采用Mann-Kendall 檢驗法判斷氣候要素變化趨勢與突變情況,采用EOF 分析法對資料序列進行變化趨勢分析,判斷空間分布型。

        3 氣溫變化特征分析

        3.1 時間變化特點

        1960—2019 年烏梁素海流域年平均氣溫為5.8 ℃,年際變化呈現(xiàn)波動上升趨勢(圖2),升溫趨勢顯著,平均每10 a 上升0.60 ℃(表1),各站點中五原站升幅最大(為0.88/10 a),包頭站升幅最?。?.38/10 a)。四季平均氣溫分別為8.0,20.6,6.4,-9.4 ℃,其中秋季平均氣溫最接近該地區(qū)基準溫度。四季平均氣溫都呈現(xiàn)波動上升趨勢(圖3)。夏季上升明顯,為0.83 ℃/10 a;冬季上升緩慢,為0.49 ℃/10 a。年內(nèi)各月平均氣溫分布中,1 月份氣溫(-11.4 ℃)為全年最低月份,7 月份氣溫(22.7 ℃)為全年最高月份。

        圖2 年際平均氣溫變化圖

        表1 各站點年平均氣溫及氣溫傾向率

        圖3 四季平均氣溫變化圖

        3.2 空間分布特點

        根據(jù)年平均氣溫數(shù)據(jù),本文運用反距離加權(quán)平均法繪制了年平均氣溫空間分布圖(圖4)。由圖4可知,年平均氣溫由南至北逐漸降低,氣溫最高站點為位于流域范圍內(nèi)西南方向的磴口站,年均氣溫達8.5 ℃,氣溫最低的站點為流域范圍內(nèi)最東邊的固陽站,年均氣溫僅為4.3 ℃。

        圖4 年平均氣溫空間分布圖(審圖號:蒙S(2019)33 號)

        Morlet 小波分析法在氣象要素變化周期分析中應(yīng)用廣泛[14]。由年平均氣溫小波變換分布圖(圖5)可知,1960—2019 年烏梁素海流域的年平均氣溫在不同時間尺度上存在著周期振蕩。圖5 中信號振蕩的強弱通過色標差大小來表示,顏色越偏向于藍色(深色)表示氣溫越低于常年。由圖5 可知,明顯存在準60 a 長期振蕩和準32 a 中期振蕩。在準60 a 長期振蕩期間,年平均氣溫呈現(xiàn)出冷→暖2 個交替的振蕩;在準32 a 的中期振蕩期間,年平均氣溫呈現(xiàn)出暖→冷→暖3 個交替的振蕩。同時在2019 年所處的中期振蕩和長期振蕩中,小波變換等值線基本已閉合,則可推測自2019 年后的30 a 平均氣溫將轉(zhuǎn)為冷趨勢。

        圖5 年平均氣溫小波變換分布圖

        Mann-Kendall 檢驗法是一種非參數(shù)統(tǒng)計檢驗法,該方法不需要原始數(shù)據(jù)服從一定分布,也不受少數(shù)異常值和缺失數(shù)據(jù)的影響,被廣泛應(yīng)用于統(tǒng)計領(lǐng)域中[14-15]。本文應(yīng)用Mann-Kendall 檢驗法[15]對烏梁素海流域年平均氣溫(圖6)和各氣象站平均氣溫進行分析可知:年平均氣溫均呈顯著上升趨勢,且通過了置信度為99%的顯著性檢驗;烏梁素海流域年平均氣溫在20 世紀60 年代呈波動下降,之后穩(wěn)定上升,1989 年UF 曲線在置信區(qū)間外與UB 曲線出現(xiàn)了一個交點,未通過突變檢驗;大部分站點在20 世紀70 年代初以前年平均氣溫出現(xiàn)波動下降,以后出現(xiàn)明顯上升趨勢,且大部分站點通過顯著性水平α=0.01 的顯著性檢驗,其中海力素站和烏拉特后旗站在20 世紀80 年代中期以前出現(xiàn)下降,以后出現(xiàn)明顯上升趨勢。

        圖6 烏梁素海流域年平均氣溫突變特征曲線

        經(jīng)驗正交函數(shù)(EOF)分析法,也稱特征向量分析,是一種分析矩陣數(shù)據(jù)中的結(jié)構(gòu)特征,并提取主要數(shù)據(jù)特征量的方法[16-17]。本文采用EOF 分析法對烏梁素海流域各站年平均氣溫進行標準化展開分解,得到烏梁素海流域氣溫變化的空間分布圖和對應(yīng)特征量的時間系數(shù)變化曲線(圖7)。通過分析可知,氣溫第一模態(tài)方差貢獻率為0.939,特征向量表現(xiàn)為整體一致偏少,杭錦后旗站、烏拉特后旗站偏少幅度小于其余站點。時間系數(shù)變化表明,1960—2019 年整個區(qū)域的氣溫有明顯升高趨勢,R2為0.787 9,線性擬合程度高,增暖趨勢顯著。1997 年以前的時間系數(shù)值大多為正,結(jié)合EOF 第一模態(tài)下的空間分布可知,杭錦后旗站、烏拉特后旗站氣溫增暖率高于其余站點;而1997 年以后,時間系數(shù)值轉(zhuǎn)為負值,杭錦后旗站、烏拉特后旗站的增暖率低于其余站點。

        圖7 平均氣溫EOF 第一模態(tài)特征向量空間分布圖及時間系數(shù)變化曲線

        4 降水量變化特征分析

        4.1 時間變化特點

        烏梁素海流域年平均降水量為190.1 mm,年際變化呈略微上升趨勢(圖8)。年降水量最大值(248.5 mm)出現(xiàn)在1979 年,最小值(49.9 mm)出現(xiàn)在1965 年。平均降水量每10 a 上升1.2 mm(表2),其中烏海站、伊克烏素站、吉蘭泰站出現(xiàn)減少趨勢,其余站點均為增加趨勢,增長最大站點為達茂旗站(5.6 mm/10 a)。

        表2 各站點年平均降水量及降水量傾向率

        圖8 年降水量和汛期降水量逐年變化圖

        烏梁素海流域汛期降水量為36.2~202.4 mm,約占全年降水量的29.0%~89.6%,呈現(xiàn)略微下降趨勢。8 月份降水量(39.9 mm)為最大月份,12 月份降水量(0.9 mm)為最小月份(圖9)。

        圖9 逐月降水量變化圖

        烏梁素海流域平均降水日數(shù)為46.9 d/a,其中2003 年降水日數(shù)最多,達64.9 d,1974 年最少,僅為34.1 d。平均降水日數(shù)緩慢下降,每10 a 下降0.2 d。降水量略微上升,降水日數(shù)緩慢下降,單日降水量逐漸增大。

        4.2 空間分布特點

        根據(jù)年平均降水量數(shù)據(jù),本文運用反距離加權(quán)平均法繪制了年平均降水量空間分布圖(圖10)。由圖10 可知,年平均降水量由東至西逐漸減少[18],降水量最小站點為烏拉特后旗站,僅140.2 mm,最大站點為固陽站,達303.2 mm。

        圖10 年平均降水量空間分布圖(審圖號:蒙S(2019)33 號)

        由年平均降水量小波變換分布圖(圖11)可知,1960—2019 年烏梁素海流域年平均降水量在不同時間尺度上存在著周期振蕩[14],明顯存在準60 a 長期振蕩、準32 a 中期振蕩和準10~15 a 的短期振蕩。在準60 a 長期振蕩期間,年平均降水量呈現(xiàn)出少→多→少3 個交替的振蕩;在準32 a 的中期振蕩期間,年平均降水量呈現(xiàn)出多→少→多3 個交替的振蕩;準10~15 a 的短期振蕩期間,年平均降水量呈現(xiàn)出多→少→多→少→多→少→多7 個交替的振蕩。同時在2019 年所處的短期振蕩中,小波變換等值線基本閉合,則可推測自2019 年后的10~15 a 平均降水量將轉(zhuǎn)為減少趨勢。

        圖11 年降水量小波分布圖

        本文采用Mann-Kendall 檢驗法[15]對流域年平均降水量和各站年降水量進行分析(表3)可知,烏海站、伊克烏素站年降水量呈現(xiàn)微弱的下降趨勢,其余站點和流域年平均降水量出現(xiàn)不同程度的上升變化,其中海力素站1.28<Z<1.64,通過置信度90%的顯著性檢驗,呈現(xiàn)明顯的上升趨勢。

        表3 烏梁素海流域年、汛期各站點降水量變化趨勢檢驗統(tǒng)計值

        汛期降水量變化趨勢和年降水量變化趨勢不完全一致,流域汛期降水量出現(xiàn)下降趨勢,除臨河站、大佘太站、海力素站出現(xiàn)上升趨勢外,其余站點均為下降趨勢,其中烏海站-2.23<Z<-1.64,通過置信度95%的顯著性檢驗,下降趨勢明顯。

        本文采用Mann-Kendall 檢驗法對烏梁素海流域年降水量進行突變特征分析(圖12)可知,年降水量整體呈波動式增加趨勢,UF 曲線在置信區(qū)間內(nèi)與UB 曲線有多個交點,表明年降水量出現(xiàn)了多次突變。由UF 曲線的變化趨勢可知,在1961 年降水量從偏多向偏少變化,1969 年降水量從偏少向偏多變化,1971 年降水量從偏多向偏少變化,1975 年降水量從偏少向偏多變化,各站降水量變化均不一致。

        圖12 烏梁素海流域年降水量突變特征曲線

        本文采用EOF 分析法對烏梁素海流域各站年平均降水量進行標準化展開分解,得到烏梁素海流域降水量EOF 第一模態(tài)特征向量空間分布圖及時間系數(shù)變化曲線(圖13)。降水量第一模態(tài)方差貢獻率為0.612,第二模態(tài)、第三模態(tài)方差貢獻率均低于0.1,所以主要分析第一模態(tài)。第一模態(tài)特征向量為整個區(qū)域一致偏多,磴口站偏多,幅度小于其余站點。時間系數(shù)圖中整個區(qū)域降水量出現(xiàn)正負交叉的現(xiàn)象。當時間系數(shù)為正時,整個區(qū)域一致偏多,磴口站降水量增幅小于其余站點;當時間系數(shù)為負時,整個區(qū)域一致偏少,磴口站降水量增幅大于其余站點。

        圖13 降水量EOF 第一模態(tài)特征向量空間分布圖及時間系數(shù)變化曲線

        5 結(jié)論

        本文根據(jù)廣義的流域定義確定了烏梁素海流域的范圍,選用1960—2019 年烏梁素海流域內(nèi)9 個氣象站和流域周圍的7 個氣象站的氣溫、降水量月數(shù)據(jù)資料,對已有數(shù)據(jù)進行均一性檢驗、訂正和插補,采用算數(shù)平均值法計算流域平均氣溫,采用泰森多邊形法計算流域平均降水量,采用氣候傾向率法、Morlet 小波分析法、Mann-Kendall 檢驗法、EOF 分析法分析氣象要素在時間和空間的分布特征,得出以下結(jié)論:

        (1)烏梁素海流域平均氣溫5.8 ℃,年平均氣溫由南向北逐漸降低,7 月最高、1 月最低,每10 a 上升0.60 ℃,年、四季平均氣溫都呈現(xiàn)顯著升高趨勢。明顯存在準60 a 長期振蕩和準32 a 中期振蕩,在準32 a 的中期振蕩期間,年平均氣溫呈現(xiàn)出暖→冷→暖3 個交替的振蕩。該流域年平均氣溫在20 世紀60 年代呈波動下降,之后一直維持穩(wěn)定上升趨勢,大部分站點通過顯著性水平α=0.01 的顯著性檢驗。EOF 第一模態(tài)特征向量為流域一致型,方差貢獻率為0.939,隨時間變化增暖趨勢顯著,其中杭錦后旗站、烏拉特后旗站變化率小于其余站點。

        (2)烏梁素海流域年平均降水量為190.1 mm,年平均降水量自東向西逐漸減少,年際變化略微上升,每10 a 上升1.2 mm,全年降水量主要集中在汛期,占全年降水量的29.0%~89.6%;降水日數(shù)出現(xiàn)緩慢下降趨勢,單日降水量將逐漸增大。存在準60 a長期振蕩、準32 a 中期振蕩和5~10 a 的短期振蕩,在準32 a 的中期振蕩期間,年降水量呈現(xiàn)出多→少→多3 個交替的振蕩。該流域年平均降水量呈上升趨勢,汛期降水量呈下降趨勢,各站年降水量變化趨勢各不一致。EOF 第一模態(tài)特征向量為流域一致型,方差貢獻率為0.612,隨時間變化表現(xiàn)出正負交叉出現(xiàn),其中磴口站偏多,幅度小于其余站點。

        (3)本文中所分析的氣候變化特征僅是1960—2019 年烏梁素海流域相關(guān)氣象數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析結(jié)果,而這些變化的物理機制還有待進一步探討。

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