徐承毅

(廣東建科源勝工程檢測有限公司,廣東 東莞 523000)

自20世紀以來,隨著全球范圍內的氣溫上升[1]以及人類活動的加劇,全球氣候發(fā)生了顯著的變化。聯合國政府間氣候變化專門委員會[2](IPCC)的第六次評估報告表明,氣候變化造成的全球變暖是難以逆轉的,全球變暖會進一步加劇水循環(huán),影響全球降水特征,引發(fā)更加常態(tài)化的強降水事件。極端降水引起的洪澇災害嚴重威脅人民的生命財產安全,受到越來越多學者的關注。研究降水時空變化特征,對洪澇風險預警預報及防洪減災工作的開展具有重要意義[3]。

由于中國大多數監(jiān)測降水量的氣象站點建站較晚,故國內學者對于中國的降水量變化趨勢研究多從20世紀50、60年代開始,時間序列多為40～60 a[4-6],在現有的對降水趨勢變化的研究中,采用最廣泛的是Mann-Kendall趨勢及突變檢驗法[7]。李曹明等[8]應用Mann-Kendall檢驗法對廣東省韶關市1980—2019年降水變化特征進行分析發(fā)現韶關地區(qū)年降水量呈現出不顯著的上升趨勢;唐凱等[9]在線性趨勢法和Mann-Kendall檢驗法的基礎上研究發(fā)現潮州市近40 a的降水量在前汛期有明顯增加趨勢,在后汛期則出現了不明顯的下降趨勢;梁冰等[10]通過M-K和小波分析法對信宜氣象站的降水變化特征分析表明,該地區(qū)的年降水量和汛期降水量都呈現出不顯著的上升趨勢;馬駿等[11]對北京市房山區(qū)20個氣象站點1980—2013年的降水量進行M-K檢驗分析,結果顯示房山區(qū)的降水量變化趨勢在春、秋、冬季均顯著增加,而在夏季呈現出不顯著的增加趨勢;彭秋萍[12]采用M-K檢驗方法對龍江流域1959—2018年的降水規(guī)律進行研究,發(fā)現龍江流域年降水量總體呈現下降趨勢,4個代表站點在1962、1975年均出現突變點;張涵丹等[13]應用M-K突變檢驗及R/S分析方法,對定西市氣溫降水變化特征進行分析,結果表明自1960年以來降水量無明顯的突變現象;基于STL和Mann-Kendall法,趙振華等[14]對濟南市近年的降雨量與地下水位動態(tài)特征進行研究。除此之外,也有一些學者應用M-K檢驗法對國內某些流域的降水量變化規(guī)律進行了探討[15-16]。

自改革開放以來,廣東省的經濟發(fā)展速度愈來愈快,位居全國前列,快速的城市化進程也使得該地區(qū)環(huán)境與氣候發(fā)生顯著的變化,經常發(fā)生洪澇災害,沿海地區(qū)在雨季常受臺風侵襲,次數之多,歷時之長,強度之大,均居全國首位。在當前全球氣候變化的背景下,本文對廣東省32個氣象站點及各區(qū)域的降水量變化趨勢進行分析,旨在正確認識廣東省的降水變化特征,以此提高該區(qū)域的研究水平,同時可以為該地區(qū)的水資源規(guī)劃與管理提供一種新的思路,對廣東地區(qū)的防洪防汛工作具有指導意義。

1 研究區(qū)概況與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

廣東省位于中國大陸最南部,東鄰福建,北接江西,西連廣西,南臨南海,占地17.8萬km2,處于東經 109°45'至117°20',北緯 20°09' 至 25°31' ,屬亞熱帶季風氣候,地形以山地和丘陵為主[17]。廣東省的水資源特別豐富,平均年降水量達1 780 mm,是中國降水最多的省份之一[18]。省內的主要水系為珠江水系,多年平均地表徑流量達到1 800億m3,占全國地表水資源總量的6.6%[19]。本文采用的數據為廣東省32個基本氣象站1960—2019年的逐日降水觀測數據,源于中國氣象科學數據共享服務網,站點分布見圖1。

圖1 廣東省氣象站點分布

1.2 研究方法

1.2.1Mann-Kendall 檢驗法

Mann-Kendall 檢驗法也稱M-K檢驗法,分為Mann-Kendall趨勢檢驗法與Mann-Kendall突變檢驗法。

1.2.1.1Mann-Kendall 趨勢檢驗法

Mann-Kendall趨勢檢驗法主要用在各類時間尺度下的氣溫、降水及徑流等水文氣象的分析,對這類要素進行變化趨勢檢驗。該方法是一種非參數統計檢驗方法,假定時間序列xn無趨勢,構造統計量S:

(1)

式中n——數據點的數量;xi、xj——時間序列i、j(j>i)中的數據值,并且sgn(xj-xi)是符號函數。

(2)

S為正態(tài)分布,均值為0,方差為:

(3)

其中,t為任意給定結點的范圍,當n>10時,標準的正態(tài)統計變量通過式(4)計算:

(4)

在雙邊趨勢檢驗中,在給定的α置信水平上,若|Z|≥Z1-α/2,則不可接受原假設,即在α置信水平上,時間序列數據存在明顯的上升或下降趨勢。其中,±Z1-α/2為標準正態(tài)分布的(1-α/2)分位數,α為檢驗的置信水平。當Z為正時,該系列具有上升或增加趨勢;當Z為負時,該系列具有下降或減少的趨勢。

1.2.1.2Mann-Kendall 突變檢驗法

對一個給定的時間序列,共有n個樣本量,構造一個序列:

(5)

式(5)中,當xi>xj時,ri=1;當xi≤xj時,ri=0;j=1,2,…,i,假定所選時間序列隨機而且相互獨立,定義統計量:

(6)

UFk為標準正態(tài)分布。給定顯著性水平α=0.05,且|UFi|>Uα/2,說明該時間序列xi存在顯著的趨勢變化。 按逆序列重復以上過程,計算另一個統計量UBi,即:

UBi=-UFii=n,n-1,…,1,UB1=0

若UFi的值大于 0,表示氣候量xi呈上升趨勢,反之呈下降趨勢。若UFi超過其臨界線,即表明該氣候量上升或下降的趨勢顯著,若UFi和UBi曲線相交,且交點位于2條臨界線之間,則交點即為該氣候量xi的突變起始點。若UFi和UBi沒有交點,或它們有交點但交點在臨界線之外,或有交點并且交點在2條臨界線之間,但在交點前后UFi和UBi都出現大于臨界值的情況,那么說明氣候量xi突變趨勢不明顯。

1.2.2滑動t檢驗法

滑動t檢驗法是采用數理統計中t檢驗法的原理,對目標序列逐點進行檢驗。t檢驗的原理是:設滑動點前后,設F1(x) 和F2(x)分別為前后2個序列的分布函數,從總體F1(x)和F2(x)中分別抽取容量為n1和n2的2個樣本,要求檢驗原假設:F1(x)=F2(x),則:

(7)

其中:

T服從t(n1+n2-2)分布,臨界值tα/2可以通過t分布表查得:當T>tα/2時,拒絕原假設,表明抽取的2個樣本存在顯著性差異;當T

2 結果與分析

2.1 降水量隨時間的變化趨勢分析

2.1.1廣東省年平均降水量變化趨勢分析

對廣東省32個基本氣象站點1960—2019年的日降水量數據進行計算,得到各個站點1960—2019年的年降水總量,逐年采用泰森多邊形法求降水均值,得到廣東省1960—2019年的年均降水量,并繪制折線(圖2)。結果表明1960—2019年廣東省年均降水量為1 735 mm,降水量最大值出現在2016年(2 294 mm),最小值出現在1963年(1 158 mm)。經過M-K趨勢檢驗得出的趨勢值為0.81,表明廣東省在1960—2019年這60 a內的降水量呈現出不顯著的增加趨勢。

圖2 1960—2019年廣東省降水量變化趨勢

對廣東省32個站點的年降水量進行線性回歸分析及M-K趨勢檢驗,各個站點的分析結果見表1。僅有廣州與增城的M-K趨勢值超過了1.96,通過了置信度為95%的顯著性檢驗,年降水量在60 a內呈現出顯著增加的趨勢;經過線性回歸分析得到廣州的降水傾向率為86.1 mm/10a,增城為62.1 mm/10a。其余站點均未通過置信度為95%的M-K趨勢顯著性檢驗。

表1 廣東省32個站點年降水量變化趨勢

2.1.2廣東省各區(qū)域年降水量變化趨勢分析

廣東省的32個氣象站點隸屬于珠三角、粵東、粵西、粵北4個區(qū)域,各個站點所屬區(qū)域見表1,采用泰森多邊形法對這4個區(qū)域的年降水量進行計算,采用M-K趨勢檢驗及線性回歸分析計算結果。由表2中M-K趨勢檢驗結果可知,這4個區(qū)域的M-K趨勢值均未通過置信度為95%的顯著性檢驗,其中粵東地區(qū)的M-K趨勢值為負,在1960—2019的60 a內的降水量呈現出不顯著減少的趨勢,其余3個區(qū)域的降水量變化皆呈現出不顯著增加的趨勢。

表2 廣東省4個區(qū)域M-K趨勢檢驗值

由圖3中5 a滑動平均曲線可以看出,60 a內廣東省4個區(qū)域的降水量變化基本在多年降水均值附近波動,相對比較平穩(wěn),處于年際波動狀態(tài)。珠三角地區(qū)的多年平均降水量位于廣東省4個區(qū)域中的首位,粵北地區(qū)處于末位,其降水量分別為1 810.16、1 701.00 mm。

a)珠三角

2.1.3廣東省季節(jié)降水量變化趨勢分析

為進一步分析廣東省降水量年內變化情況,對該省的春(3—5月)、夏(6—8月)、秋(9—11月)、冬(12月至次年2月)4個季節(jié)的降水量進行了線性分析及M-K趨勢檢驗。由于2019年冬季只有12月的數據,僅對1960—2018年冬季降水量變化趨勢進行分析,結果見表3。從各季節(jié)的線性趨勢方程及M-K趨勢值可以看出,春、夏、冬季的降水量變化都有微弱的上升趨勢,秋季表現出不顯著的下降趨勢。從各個季節(jié)多年平均降水量上看,各季節(jié)占全年降水量的百分比分別為30.6%(春季)、46.3%(夏季)、16.2%(秋季)、6.9%(冬季),可以看出廣東省的降水量主要集中在春季與夏季,占全年降水量的76.9%。

表3 廣東省四季降水量變化特征

表4 通過突變檢驗存在突變年份的站點

2.2 降水量突變性分析

2.2.1廣東省各氣象站點年降水量的突變分析

采用Mann-Kendall突變檢驗法對廣東省各站點1960—2019年的年降水量序列進行突變性檢驗,并結合滑動t檢驗法來驗證各時段的突變情況,2種方法均采用α=0.05顯著性檢驗。經過檢驗,僅有 8 個站點在相同年份同時通過了 Mann-Kendall 突變檢驗與滑動t檢驗(表 4)。其中連州與中山都在 1992 年發(fā)生了降水量增加的突變,汕頭與梅縣均在 1971 年發(fā)生了降水量增加的突變。其余24個站點都未通過突變檢驗。

2.2.2廣東省各區(qū)域年降水量的突變分析

結合M-K突變檢驗法與滑動t檢驗法對廣東省4個區(qū)域(珠三角,粵西,粵東,粵北)年降雨量序列進行突變性檢查,分析各時段的突變情況。

圖4a為珠三角地區(qū)年降水的M-K突變檢驗曲線,由圖可知,UF與UB曲線在α=0.05的置信區(qū)間內處于波動狀態(tài),UF與UB曲線在1972、1973—1974、1974—1975、1977、1978、1981等多個年份相交,為疑似突變點,結合圖5a中滑動t檢驗得出,1972年為突變年份,由UF曲線可以看出1972年是降水增加的開始。

a)珠三角

結合圖4b與圖5b可以看出,粵東地區(qū)在研究期內沒有突變年份,但2008—2010年的UF曲線一直處于下降趨勢,說明粵東地區(qū)的年降水量從2008—2010年一直在減少。

由圖4c中可以看出UF曲線在1973—1975年超過了α=0.05的顯著性水平,說明在這些年份粵西地區(qū)的年降水量有顯著增加的趨勢。盡管UF和UB曲線在置信區(qū)間內有多個交點,經過滑動t檢驗的對比沒有發(fā)現相同的疑似突變年份,故粵西地區(qū)未發(fā)生降水量突變。

通過圖5d可以看出粵北地區(qū)在檢驗期內沒有通過95%置信度的滑動t檢驗,不存在降水量突變點。從圖4d中可以看出,粵北地區(qū)的年降水量都在置信區(qū)間內波動,年降水量保持在相對穩(wěn)定的狀態(tài)。

綜合廣東省各區(qū)域的突變分析,粵東與粵北地區(qū)的年降水量在1960—2019年的研究期內基本都處于相對穩(wěn)定的狀態(tài),總體上沒有顯著的增加或減少趨勢;粵西地區(qū)在1973—1975年的年降水量有顯著增加的趨勢;珠三角地區(qū)的年降水量在1972年發(fā)生了增多突變。

2.3 廣東省年平均降水量的空間分布特征

通過32個站點的年均降水量統計,對廣東省降水的空間分布進行分析,得到圖6所示的結果。從圖中可看出在珠三角地區(qū)以及粵西沿海地區(qū)的多年降水均值較高,都超過了1 700 mm,其中陽江站達到2 355.96 mm,居于全省首位;在珠三角與粵北交界處的幾個站點(佛岡、清遠等)的多年降水均值也位于廣東省前列,其中清遠站為2 125.07 mm,佛岡站為2 175.98 mm;而在粵東地區(qū),粵北大部分地區(qū)以及粵西山區(qū)的多年降水量較低,粵東地區(qū)南澳站為1 358.27 mm,列于全省之末。

圖6 1960—2019年廣東省降水量空間分布

3 討論

通過采用中國氣象科學數據共享服務網的廣東省32個基本氣象站1960—2019年的逐日降水觀測數據,對廣東省年降水量的時空分布特征進行研究。經過計算得出全省的年降水量為1 735 mm,降水量最大值出現在2016年,最小值出現在1963年。劉永林等[21]研究內容為1960—2012年廣東省24個站點的年降水量,所得出的廣東省的年均降水量為1 727 mm,年降水量最大值與最小值分別出現在1983、1963年,與本文研究結果中的年均降水量及年降水量最大值有所不同[20]。對廣東省季節(jié)性降水量研究發(fā)現春、夏、冬季的降水量都呈現出增加趨勢,秋季表現出減少趨勢,與劉永林等研究的廣東省1960—2013年季節(jié)性降水量時間變化趨勢相同。關于降水突變的機理,目前還未有學者進行系統性的研究,本文在此不做進一步的討論。

影響區(qū)域性降水的可能因素有很多,包括地形、城市熱島效應、城市用地擴張與氣候變化等。通過前面的分析可以看出廣東省降水量空間分布不均,總體呈現出以珠三角及鄰近地區(qū)為年降水量高值中心,向四周輻射。究其原因,主要是受到該地區(qū)地形的影響。根據前人的研究可知迎風坡和喇叭口地形的降水幾率大、降水強度高,背風地區(qū)則相反[22]。其中陽江便是典型的喇叭口地形,該地形會出現峽谷效應,使氣流在喇叭口地形附近輻合,形成較強的降雨[23]。降水量較少的南澳和羅定,位于地勢較為平坦的地區(qū),周圍山脈阻礙水汽流入,難以形成降雨。

對廣東省32個站點的M-K趨勢檢驗結果表明:僅有廣州站及增城站(位于廣州市城郊)通過了置信度為95%的顯著性檢驗。廖鏡彪等[24]研究了城市化對廣州降水的影響,發(fā)現從1991年開始,城市化過程使得廣州降水量呈現出明顯增加的趨勢?？焖俚某鞘谢M程所產生的城市熱島效應會形成對流性降水,改變城市降水的時空分布,此外城市建筑物的阻障作用會導致降水時間延長,從而使得城市降水增加。

城市用地的增加會使城市下墊面發(fā)生改變,進而使城市降水量產生微弱的變化[25]。關于城市下墊面變化對城市降水影響的研究,王小晴[26]通過分析城市下墊面對大范圍降水過程的影響,得出城市下墊面具有吸熱快、升溫快、比熱容小的性質,從而使得下墊面擴張有利于城區(qū)降水的增加的結論;馬新野[27]指出長三角城市群擴張改變了原有自然植被格局,導致近地層大氣濕度減小,進而使夏季降水減少?，F階段關于“城市擴張是否有利于城市降水增加”的這個問題仍存在爭議,值得進一步研究。

廣東省屬于亞熱帶季風氣候,會為該地區(qū)帶來豐富的降水量,在全球氣候變化背景下,區(qū)域性的強降雨事件與城市內澇災害的發(fā)生頻率與強度也在增加。秦博[28]指出氣候類型會直接決定總降水量及降水特征。張峰等[29]研究了珠江上游流域近55 a的降水變化特征,結果表明該地區(qū)在氣候變化的背景下,年降水量呈現出不明顯的增加趨勢。張瀚[30]對珠三角地區(qū)在RCP4.5、RCP8.5兩種未來氣候情景下未來時期的降雨強度峰值以及累積降雨量進行研究,發(fā)現該地區(qū)的內澇災害在未來時期將進一步加劇。

探究廣東省32個氣象站點的年降水量變化趨勢不同的原因,應是受到多種可能因素共同作用的結果。本研究主要是探討廣東省年降水量及季節(jié)降水量的時空變化趨勢,但對月度降水或極端降水的變化情況以及產生這些變化的本質未進行深入探討,在今后的研究中應對這些方面也加以考慮,進行更加深入的分析。

4 結論

采用線性回歸法、Mann-Kendall法、滑動t檢驗法,對廣東省32個氣象站1960—2019年的逐日降水觀測資料進行了時空分布分析,得到以下結論。

a)在1960—2019的60 a內,受到區(qū)域氣候的影響,廣東省的32個氣象站點中,僅有廣州與增城的年降水量呈現出顯著增加的趨勢,其余站點的年降水量變化趨勢均不顯著;對于各站點年降水量的突變分析表明僅有8個站點存在確切的突變年份,并且各站點的突變年份基本都是降水量增加的起點。按地區(qū)來看,廣東省4個區(qū)域的年降水量均未呈現顯著增加或減少的趨勢,1972年為珠三角地區(qū)年降水量開始增多的突變點,反映出城市化進程對珠三角地區(qū)降水量的增多具有一定的促進作用。

b)廣東省季節(jié)降水量變化特征,僅在秋季呈現出減少的趨勢,其余季節(jié)的降水量都顯示出微弱的增加趨勢,其中春季與夏季的多年平均降水量之和占全年降水的76.9%。應科學規(guī)劃對廣東省春夏兩季的降水管理,在預防洪澇災害發(fā)生的同時提高對降水資源的利用率。

c)由于廣東省氣候及地形的空間分布的差異,導致廣東省年降水量空間分布不均,多年平均降水量呈現出以珠三角及鄰近地區(qū)為年降水量高值中心,向四周遞減。其中多年平均降水量最高與最低的站點分別為陽江站(2 355.96 mm)與南澳站(1 358.27 mm),在制定各區(qū)域水資源政策時,應根據各站點實際情況進行因地管理。

d)廣東省32個氣象站點的年降水量變化趨勢不同的原因,可以大致歸結于地形、城市化、氣候變化等影響機制,通過多種機制的疊加作用,在各個地區(qū)呈現出更加不同的降水特征。分析廣東省過去60 a降水量的變化特征能夠為廣東省氣候變化趨勢的預測及防洪預警提供數據支持,進而使更多的人認識到氣候變化對人類的影響,希望更多的人愿意為解決氣候變化問題努力。