古米娜·哈木斯別克

（新疆維吾爾自治區(qū)阿勒泰水文勘測(cè)局，新疆 阿勒泰 836500）

蒸發(fā)量是綜合反映環(huán)境狀況的重要?dú)夂蛞兀谒难芯?、水利工程設(shè)計(jì)、氣候區(qū)劃及水資源評(píng)價(jià)中起著重要的參考作用，通過(guò)深入研究蒸發(fā)量變化特征及影響因素，對(duì)深入了解氣候變化規(guī)律及對(duì)水資源的影響意義重大。根據(jù)相關(guān)研究成果，當(dāng)前世界許多地區(qū)表現(xiàn)出“蒸發(fā)悖論”趨勢(shì)，即區(qū)域氣溫升高但蒸發(fā)量卻減??；整個(gè)中國(guó)存在“蒸發(fā)悖論”的地區(qū)約占65%，且大多集中在新疆北疆地區(qū)，其余地區(qū)蒸發(fā)量則隨著氣溫的升高而增大。這種現(xiàn)象的存在對(duì)生態(tài)系統(tǒng)、環(huán)境水系，尤其是區(qū)域水循環(huán)系統(tǒng)勢(shì)必造成重大影響。

基于此，本文以位于新疆烏倫古河流域的福海水文站為例，根據(jù)該測(cè)站1970—2020 年的氣象觀測(cè)資料，對(duì)蒸發(fā)量變化特征及主要影響因素展開研究，探索出蒸發(fā)量及主要?dú)庀笠蜃幼兓内厔?shì)特征，以期為測(cè)站及所在流域水資源開發(fā)利用、評(píng)價(jià)及規(guī)劃提供參考依據(jù)。

1 測(cè)站概況

烏倫古河流域是位于準(zhǔn)格爾盆地北部的內(nèi)陸性河流，發(fā)源于都新烏拉山的青格里河是其主要支流，另一支流布爾根河則發(fā)源于蒙古國(guó)境內(nèi)。福海水文站位于烏倫古河流域，自1956 年建站以來(lái)，主要對(duì)降水、蒸發(fā)及氣溫等氣象水文要素展開監(jiān)測(cè)，所使用的觀測(cè)技術(shù)及觀測(cè)儀器也與氣象部門所要求的完全一致。福海站原氣象觀測(cè)場(chǎng)設(shè)置在流域下游克孜塞水庫(kù)庫(kù)區(qū)管理范圍內(nèi)，2017 年9 月在流域上游出山口附近新建氣象測(cè)站，建成后原觀測(cè)站繼續(xù)運(yùn)行。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源及研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

所用數(shù)據(jù)為福海站1970—2020 年逐日小型蒸發(fā)皿及E601型蒸發(fā)皿蒸發(fā)量和氣溫均值、最高及最低氣溫、風(fēng)速、氣壓、降水、水汽壓、日照時(shí)數(shù)、相對(duì)濕度等在內(nèi)的常規(guī)氣象觀測(cè)數(shù)據(jù)，主要來(lái)自中國(guó)氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)。通過(guò)月折算系數(shù)將測(cè)站蒸發(fā)量資料全部折算為E601型蒸發(fā)皿蒸發(fā)量，福海站年（季）蒸發(fā)量根據(jù)相應(yīng)時(shí)段逐日蒸發(fā)量累計(jì)得到。春、夏、秋、冬四季依次為3—5、6—8、9—11和12月—次年2月。

2.2 研究方法

2.2.1 時(shí)間序列分析

通過(guò)距平和累計(jì)距平展開數(shù)據(jù)時(shí)間變化分析。距平反映的是分析數(shù)據(jù)在不同時(shí)期與平均值相比的變動(dòng)趨勢(shì)，本文主要采用福海站1970—2020 年各氣象因子均值；累計(jì)距平則是距平值的累加，反映的是時(shí)間序列在不同時(shí)期的升降趨勢(shì)。

Mann-Kendall 趨勢(shì)檢驗(yàn)屬于非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法，可在樣本不遵從一定分布且存在少數(shù)異常值干擾的情況下對(duì)類型變量和順序變量展開趨勢(shì)分析，并檢測(cè)時(shí)間序列趨勢(shì)是否超出顯著性水平，但無(wú)法得到具體數(shù)值。為此，本文在應(yīng)用距平、累計(jì)距平分析測(cè)站蒸發(fā)量變化特征的基礎(chǔ)上，采用一元線性回歸技術(shù)，以回歸系數(shù)推導(dǎo)氣候因子的線性趨勢(shì)值，將該趨勢(shì)值放大10 倍后便為相應(yīng)氣象因子10 a 間的變化率[1]，即氣候傾向率。

2.2.2 偏相關(guān)系數(shù)分析

為計(jì)算影響福海站蒸發(fā)量變化的各氣象因子的相關(guān)程度，本文假定各氣象因子之間為線性關(guān)系，這種假定明顯與事實(shí)不符，且無(wú)法體現(xiàn)出氣象因子之間的本質(zhì)聯(lián)系[2]。為此，本文通過(guò)偏相關(guān)系數(shù)進(jìn)行測(cè)站各氣象因子關(guān)系的表征。偏相關(guān)系數(shù)是在假定其余變量既定的情況下2 個(gè)變量間的線性相關(guān)程度，其取值越大（即越接近1.0），意味著2 個(gè)變量之間具有越高的線性相關(guān)程度，反之則反是。

2.2.3 因次分析

測(cè)站蒸發(fā)量同時(shí)受到諸多氣象因素的影響，在測(cè)算蒸發(fā)量變化的過(guò)程中必須對(duì)影響因素的強(qiáng)弱展開評(píng)估。本文主要使用因次分析法對(duì)福海站蒸發(fā)量影響因子展開分析。該方法主要基于因次一致性原則，認(rèn)為在通過(guò)基本物理規(guī)律所推導(dǎo)出的物理量方程中，各項(xiàng)因次必然相等。結(jié)合彭曼公式及道爾頓經(jīng)典蒸發(fā)公式，蒸發(fā)量主要受到日平均溫度、氣溫日較差、日照時(shí)數(shù)、水汽壓、氣壓、相對(duì)濕度、風(fēng)速等氣候因子的影響，其中氣溫日較差屬于氣溫?cái)?shù)據(jù)，為避免重復(fù)分析，本文忽略氣溫日較差因子[3]。

結(jié)合福海站實(shí)際情況及以上分析，可將福海站蒸發(fā)量函數(shù)表示如下：

式中：E為蒸發(fā)量（mm）；W為風(fēng)速（m/s）；t為氣溫均值（℃）；Vp為水汽壓（Pa）；Sd為日照時(shí)數(shù)（h）；P為降水量（mm）；f表示函數(shù)關(guān)系，無(wú)實(shí)際意義。

各要素量綱按照下式表示：

式中：L為長(zhǎng)度量綱；T為時(shí)間量綱；M為質(zhì)量量綱。

本文所考慮的氣象個(gè)數(shù)n=6，以其中的氣溫、日照時(shí)數(shù)和風(fēng)速為基本因次，則基本因次個(gè)數(shù)m=3，由此可以得出6-3=3個(gè)無(wú)量綱綜合量。按照因次一致性原則，可以得出：

根據(jù)式（3）可知，福海站蒸發(fā)量與日照時(shí)數(shù)及風(fēng)速的4 次方、水汽壓1 次方正相關(guān)，與氣溫1 次方負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明日照時(shí)數(shù)和風(fēng)速是影響該測(cè)站蒸發(fā)的主要因素，氣溫和水汽壓次之。

3 蒸發(fā)量變化特征分析

3.1 蒸發(fā)量多年及年際變化

通過(guò)對(duì)福海站多年平均蒸發(fā)量年內(nèi)分配情況的分析發(fā)現(xiàn)，測(cè)站蒸發(fā)量年內(nèi)分配不均，1—5月呈升高趨勢(shì)，5 月均值（8.58 mm/d）為年內(nèi)最高；6—12 月則逐月下降，如圖1 所示。由圖1 可知，夏季為蒸發(fā)旺期，其蒸發(fā)量占全年總蒸發(fā)量的41%；春季、秋季及冬季蒸發(fā)量占比依次為35.9%、19.2%和4.7%。

圖1 福海站多年平均蒸發(fā)量年內(nèi)分配情況

福海站年蒸發(fā)量特征曲線及突變檢驗(yàn)曲線，如圖2所示。由圖2可知，該測(cè)站數(shù)十年來(lái)年蒸發(fā)量整體呈波動(dòng)升高趨勢(shì)，年平均蒸發(fā)量為1 415.54 mm，升高速率均值為8.44 mm/10 a；年蒸發(fā)量歷史最小值1 267.41 mm 和歷史最大值1 878.29 mm 分別出現(xiàn)在2013 年和2018 年。根據(jù)Mann-Kendall 突變檢驗(yàn)曲線，年均蒸發(fā)量UF線和序列的逆序值UB線在a=0.05的顯著性水平下存在交點(diǎn)，這意味著此處蒸發(fā)量出現(xiàn)了統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的突變[4]，突變起始年份為2018年。

圖2 福海站年蒸發(fā)量特征曲線和突變檢驗(yàn)曲線

通過(guò)分析此前福海站蒸發(fā)量變動(dòng)趨勢(shì)可以看出，1970—1976 年，UF線始終小于0，表明該時(shí)段蒸發(fā)量表現(xiàn)出微弱的下降趨勢(shì)；1977—1982年，UF線始終大于0，表明該時(shí)段蒸發(fā)量呈上升趨勢(shì)，且正距平年份占比達(dá)83.3%；1983—1990 年，UF線位于0 值線以下但并未低出a=0.05 顯著性水平下限，表明該時(shí)期測(cè)站蒸發(fā)量不顯著下降，負(fù)距平年份占比87.5%；1991—2000 年，UF線同樣位于0 值線以下但超出了a=0.05 的顯著性水平下限，表明該時(shí)期蒸發(fā)量顯著變化，結(jié)合蒸發(fā)量變化曲線及累計(jì)距平曲線分析發(fā)現(xiàn)，此階段蒸發(fā)量顯著上升，正距平年份占比70%；2001—2007年，UF線位于0值線以下且未超出a=0.05顯著性水平下限，表明該時(shí)期測(cè)站蒸發(fā)量不顯著下降，負(fù)距平年份占比71.3%；2008—2020年，UF線位于0值線以上且未超出a=0.05顯著性水平上限，表明此時(shí)期測(cè)站蒸發(fā)量不顯著下降，負(fù)距平年份占比76.7%。

3.2 蒸發(fā)量季節(jié)變化

根據(jù)對(duì)福海站四季蒸發(fā)量特征曲線和Mann-Kendall 突變檢驗(yàn)曲線的分析發(fā)現(xiàn)，測(cè)站四季蒸發(fā)量均表現(xiàn)出突變態(tài)勢(shì)且UF線均超出a=0.05 的顯著性水平上下限，表明四季蒸發(fā)量變化趨勢(shì)均存在明顯變化的階段[5]。

測(cè)站春季蒸發(fā)量以7.54 mm/10 a 的速率下降，UF線和UB線在a=0.05 的顯著性水平下存在交點(diǎn)，表明該時(shí)期蒸發(fā)量出現(xiàn)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的突變，突變年始于1981 年，突變前后蒸發(fā)量分別為520.89、485.86 mm，整體表現(xiàn)為由1970—1981 年微弱上升到1982—1993年微弱下降、1994—2020年明顯下降的變動(dòng)趨勢(shì)。

測(cè)站夏季蒸發(fā)量整體表現(xiàn)為先降后升的變動(dòng)趨勢(shì)：1970—1974 年微弱下降，1975—1983 年微弱上升，1984—2005年不顯著下降，2006—2020年不顯著上升。1990—2000年，UF線位于0值線以下且超出了a=0.05的顯著性水平下限。與累計(jì)距平線結(jié)合分析發(fā)現(xiàn)，該時(shí)期蒸發(fā)量顯著升高，2015年為突變年份。

測(cè)站秋季蒸發(fā)量整體呈升高趨勢(shì)，2018 年以前僅1986—2000 年存在微弱下降趨勢(shì)，其余年份均呈升高態(tài)勢(shì)；2018年后則明顯上升，其中2011、2014和2017年均為突變發(fā)生年。

測(cè)站冬季蒸發(fā)量于1970—1995 年整體呈微弱升高趨勢(shì)，此后則顯著增大，其中1988、2010和2013年為可能的突變發(fā)生年份。

4 影響蒸發(fā)量的氣象因子分析

4.1 蒸發(fā)量與氣象因子的相關(guān)性

分析測(cè)站蒸發(fā)量和主要?dú)庀笠蜃拥南嚓P(guān)性，對(duì)全部數(shù)據(jù)實(shí)施標(biāo)準(zhǔn)化處理。處理結(jié)果表明，福海站水汽壓降速為0.14 hPa/10 a，風(fēng)速降速為0.159（m/s）/10 a，相對(duì)濕度降速為0.3%/10 a；平均水汽壓和降水量升高速度分別為0.1 hPa/10 a 和11.67 mm/10 a；氣溫升速為0.3℃/10 a，日照時(shí)數(shù)則以42.38 h/10 a的速率升高。

福海站不同季節(jié)及年蒸發(fā)量與各氣象因子的偏相關(guān)系數(shù)，詳見表1。根據(jù)表1 數(shù)據(jù)，測(cè)站蒸發(fā)量與氣溫、風(fēng)速、日照時(shí)數(shù)等正相關(guān)，而與降水、相對(duì)濕度和水汽壓負(fù)相關(guān)。根據(jù)測(cè)站四季蒸發(fā)量等值線分布情況，氣溫呈顯著上升趨勢(shì)。在年尺度上，與蒸發(fā)量的偏相關(guān)系數(shù)最大的氣象因子是相對(duì)濕度，氣溫次之；在季節(jié)尺度上，與春季蒸發(fā)量偏相關(guān)系數(shù)最大的氣象因子是濕度，與夏季、秋季和冬季蒸發(fā)量偏相關(guān)系數(shù)最大的氣象因子分別是氣溫、相對(duì)濕度、日照時(shí)數(shù)。

表1 福海站蒸發(fā)量與各氣象因子的偏相關(guān)系數(shù)

4.2 氣象因子的變動(dòng)趨勢(shì)

根據(jù)以上分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)福海站蒸發(fā)量影響最大的氣象因子主要有氣溫、相對(duì)濕度、日照時(shí)數(shù)、降水，此處就各主要?dú)庀笠蜃拥淖兓瘜?duì)福海站蒸發(fā)量變動(dòng)趨勢(shì)的影響展開分析。為從較長(zhǎng)的時(shí)間尺度研究主要?dú)庀笠蜃幼兓厔?shì)，仍選擇1970—2020年時(shí)段，并將該時(shí)段劃分成1970—1989、1990—2020 年2 個(gè)區(qū)間，以便與蒸發(fā)量時(shí)間尺度對(duì)應(yīng)。影響福海站蒸發(fā)量變化的各主要?dú)庀笠蜃拥淖儎?dòng)趨勢(shì)，如圖3所示。

圖3 氣象因子的時(shí)間序列變動(dòng)趨勢(shì)

由圖3（a）可知，前后2 個(gè)區(qū)間段日照時(shí)數(shù)存在明顯變化，前一段降幅較小且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；后一段則明顯升高，通過(guò)置信水平a=0.01 的顯著性檢驗(yàn)；前后兩段的函數(shù)關(guān)系分別為y=3 458.6-0.82x和y=-6 595.9+4.25x，其中y為蒸發(fā)量、x為相應(yīng)氣象因子。由圖3（b）可知，年平均風(fēng)速在前后2 個(gè)時(shí)段的變動(dòng)趨勢(shì)也明顯不同，1970—1989 年降幅明顯；1990—2020 年則明顯上升，通過(guò)置信水平a=0.01 的顯著性檢驗(yàn)；前后兩段的函數(shù)關(guān)系分別為y=24.1-0.011x和y=-25.1+0.013x。由圖3（d）可知，年平均氣溫在2 個(gè)時(shí)間段內(nèi)呈明顯下降和明顯上升趨勢(shì)，且2 個(gè)階段均通過(guò)置信水平a=0.01 的顯著性檢驗(yàn)；前后兩段的函數(shù)關(guān)系分別為y=156.9-0.073x和y=86.6+0.051x。由圖3（c）可知，年平均水汽壓變化趨勢(shì)與其余氣象因子完全不同，不存在前后2 個(gè)時(shí)段的差異，1970—2020 年整個(gè)時(shí)間尺度內(nèi)水汽壓均表現(xiàn)出微弱上升的變化趨勢(shì)特征，但是未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；整個(gè)時(shí)間尺度內(nèi)蒸發(fā)量和相關(guān)氣象因子的函數(shù)關(guān)系為y=12.756+0.003 4x，故認(rèn)為水汽壓無(wú)明顯變化趨勢(shì)[6]。

根據(jù)相似理論和對(duì)偏相關(guān)系數(shù)的分析發(fā)現(xiàn)，風(fēng)速和日照時(shí)數(shù)是影響福海站蒸發(fā)量變化的主要因子，氣溫與水汽壓為次要因子。其中，風(fēng)速和日照時(shí)數(shù)的上升趨勢(shì)對(duì)測(cè)站蒸發(fā)量增大起到正效應(yīng)，與水汽壓微弱升高的趨勢(shì)疊加后會(huì)使蒸發(fā)量增大；平均氣溫的升高對(duì)蒸發(fā)量增大起到負(fù)效應(yīng)，將削弱測(cè)站蒸發(fā)量增大趨勢(shì)。

5 結(jié)論

綜上所述，烏倫古河流域福海站年和季節(jié)蒸發(fā)量均呈增大趨勢(shì)，其中年蒸發(fā)量增大趨勢(shì)通過(guò)置信水平a=0.05的顯著性檢驗(yàn)；季節(jié)蒸發(fā)量中，春季蒸發(fā)量微弱下降，夏季蒸發(fā)量微弱上升，秋季和冬季蒸發(fā)量則顯著上升，但春季和夏季蒸發(fā)量變化趨勢(shì)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，故視為無(wú)明顯變化趨勢(shì)。日照時(shí)數(shù)、風(fēng)速、氣溫及水汽壓是影響福海站蒸發(fā)量的主要?dú)庀笠蜃?，但各因素?duì)蒸發(fā)量的影響程度顯然不同，其中日照時(shí)數(shù)和風(fēng)速為顯著正效應(yīng)、水汽壓為微弱正效應(yīng)、氣溫為微弱負(fù)效應(yīng)。這一結(jié)論與相關(guān)研究成果中的“蒸發(fā)悖論”較為吻合，也為測(cè)站及所在流域水資源管理提供了思路。