王曉暉 白 楊 徐 康 薛肖肖 關(guān)文彬

(北京林業(yè)大學(xué)，北京，100083)

樹(shù)木年輪分析作為研究過(guò)去全球氣候變化的重要技術(shù)之一，長(zhǎng)期以來(lái)在全球氣候變化研究中得到了廣泛的應(yīng)用［1］。樹(shù)木生長(zhǎng)一方面受樹(shù)木本身的遺傳因子控制，而遺傳的影響是相對(duì)比較穩(wěn)定的;另一方面受外界環(huán)境條件的影響，在外界環(huán)境因子中氣候要素的影響又往往是變化最大、最敏感的，因此樹(shù)木年輪就可能成為外部氣候要素變化的記錄器［2－4］。

在過(guò)去數(shù)百年歷史氣候變化研究中，樹(shù)木年輪學(xué)在溫度和降水重建方面發(fā)揮了獨(dú)特的作用，產(chǎn)生了許多有價(jià)值的數(shù)據(jù)［5－9］。相比較溫度和降水這種單一氣候因子而言，各種生態(tài)氣候指數(shù)往往體現(xiàn)了兩個(gè)或兩個(gè)以上的氣候因子的綜合作用。為了透徹地、多方面地研究區(qū)域氣候特征，對(duì)溫度和降水以外的其他生態(tài)氣候指標(biāo)進(jìn)行重建也是非常重要的［10－12］。本研究利用松山國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)油松的樹(shù)芯輪寬，結(jié)合延慶氣象站1959—2007年的月均溫、月降水量、平均最高溫、平均最低溫等氣象資料進(jìn)行分析，并選擇干燥度指數(shù)這一生態(tài)氣候指標(biāo)，利用油松年表進(jìn)行重建。根據(jù)重建結(jié)果與歷史災(zāi)害記錄和前人研究進(jìn)行對(duì)比，論證重建意義，揭示松山地區(qū)歷史氣象狀況。

1 研究區(qū)概況

采樣地松山國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)位于北京市延慶縣海坨山南麓，隸屬于燕山山脈的軍都山。松山地區(qū)處于暖溫帶大陸性季風(fēng)氣候區(qū)，受地形條件的影響，氣溫偏低，濕度偏高，具有典型的山地氣候特征。年降水量450 mm左右，局部地段可達(dá)600 mm，年蒸發(fā)量約1 700 mm。該區(qū)的土壤受地貌、母質(zhì)、植被和氣候等自然因素的影響，呈垂直帶譜分布，自下而上大體可分為山地暗棕壤土帶、棕色針葉林土帶、亞高山疏林草甸土帶和高山苔原土帶。保護(hù)區(qū)現(xiàn)有維管束植物109科413屬783種及變種，占北京地區(qū)同類植物總數(shù)的49.8%。

2 材料與方法

樣品采集與處理:油松年輪于2008年秋在北京松山國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)采集，采樣點(diǎn)在海拔高度1219 m左右的林線附近，樹(shù)木受人類活動(dòng)影響較小。選擇樣樹(shù)15株，用生長(zhǎng)錐鉆取30個(gè)年輪樣本。按照Stokes和Smiley的方法進(jìn)行樣品預(yù)處理［13］。首先將樣品放置于平坦處晾干，然后將其粘在特制的木槽中，將粘牢的樣芯依次用由粗到細(xì)(一般為280～600目)不同顆粒的砂紙進(jìn)行打磨。

氣象資料來(lái)源:本研究所采用的氣象資料采用采樣點(diǎn)周邊的延慶氣象站49 a(1959—2007)的降雨及溫度資料。

油松年輪年表的建立:采用目測(cè)定年和示意圖定年相結(jié)合的定年方法，利用LINTAB年輪測(cè)寬儀進(jìn)行年輪寬度測(cè)量，量測(cè)值用COFECHA程序進(jìn)行檢查交叉定年及測(cè)量中存在的問(wèn)題，并剔除與主序列差異較大的序列，最終保留22個(gè)樣本，年輪范圍為1933—2007年。

經(jīng)過(guò)交叉定年的年輪序列，用ARSTAN程序［14－17］進(jìn)行去趨勢(shì)和標(biāo)準(zhǔn)化，選用修正負(fù)指數(shù)方法，去除樹(shù)木生長(zhǎng)趨勢(shì)及樹(shù)木間競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致的低頻變化，排除了其中的非氣候信號(hào)，建立常規(guī)的標(biāo)準(zhǔn)年表(STD)，去掉個(gè)體特有的及前期生理?xiàng)l件對(duì)后期生長(zhǎng)造成的持續(xù)性影響的差值年表(RES)和增加采樣點(diǎn)樹(shù)木群體共有的持續(xù)性造成的生長(zhǎng)量的自回歸年表(ARS)。綜合對(duì)比3種年表的統(tǒng)計(jì)量參數(shù)，其中RES年表的平均敏感度為 0.306 3，樣本的總體代表性為 0.938，信噪達(dá)到 15.045，選用差值年表RES代表本研究區(qū)域油松年際徑向生長(zhǎng)情況。

松山地區(qū)生態(tài)氣候指標(biāo)的建立:溫暖指數(shù)Wi的計(jì)算公式［18］為其中:ti為平均溫度 5℃以上第i個(gè)月的平均溫度;n為平均溫度＞5℃的月數(shù)。濕潤(rùn)指數(shù) Hi的計(jì)算公式［19－20］為 Hi=Pi/Wi，i=1、2、…、n。干燥度指數(shù) Ii的計(jì)算公式［5，21］為 Ii=Wi/logPi，i=1、2、…、n。式中Pi為某年的降水量值;Wi為某年的地表溫暖度指數(shù);i為年份序列中的某年。

3 結(jié)果與分析

3.1 年表數(shù)值與氣溫和降水量因子的相關(guān)性

用油松差值年表數(shù)值分別與氣溫、降水量因子進(jìn)行相關(guān)分析，不考慮氣候的“后延效應(yīng)”，只做當(dāng)年相關(guān)分析。

從表1中可以看出:差值年表數(shù)值與3月及6月份的氣溫和降水量相關(guān)性都相對(duì)較高，均達(dá)到了0.01的顯著相關(guān)水平，且該地區(qū)油松生長(zhǎng)與降水量的相關(guān)性高于與溫度的相關(guān)性。因此，應(yīng)進(jìn)一步探討油松年表數(shù)值與降水量生態(tài)氣候指標(biāo)間的關(guān)系。

表1 油松差值年表數(shù)值與松山地區(qū)溫度和降水量的相關(guān)系數(shù)

3.2 松山地區(qū)干燥度指數(shù)、濕潤(rùn)指數(shù)年際變化

根據(jù)1959—2007年的氣象資料，計(jì)算出松山地區(qū)近代干燥度指數(shù)與濕潤(rùn)指數(shù)，圍場(chǎng)地區(qū)近50 a來(lái)干燥度指數(shù)呈上升趨勢(shì)(圖1)，而濕潤(rùn)指數(shù)則處在下降狀態(tài)(圖2)。

圖1 1959—2007年干燥指數(shù)序列年際變化

圖2 1959—2007年濕潤(rùn)指數(shù)序列年際變化

3.3 年表數(shù)值與干燥度指數(shù)、濕潤(rùn)指數(shù)的相關(guān)性

利用油松差值年表數(shù)值與松山地區(qū)近50 a的干燥度指數(shù)Ii、濕潤(rùn)指數(shù)Hi以及年降水量Pi進(jìn)行相關(guān)分析(表2)。

表2 濕潤(rùn)指數(shù)、干燥度指數(shù)和降水量與差值年表數(shù)值的相關(guān)系數(shù)

由表2可知:Hi和Pi同差值年表數(shù)值正相關(guān)，Ii同差值年表數(shù)值負(fù)相關(guān)，三者中以干燥度指數(shù)與差值年表數(shù)值的相關(guān)性最高，證明了干燥度指數(shù)的生態(tài)學(xué)意義。因此，選擇重建這個(gè)地區(qū)1959—2007年的干燥度指數(shù)。

3.4 基于年表重建干燥度指數(shù)序列

回歸方程為:Ii=－31.245RES+339.04，式中:RES為差值年表數(shù)值;Ii為當(dāng)年的干燥度指數(shù)重建值。F=19.300，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果概率P＜0.000 1，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，將重建的干燥度指數(shù)序列同按氣象資料計(jì)算得到的干燥度指數(shù)序列進(jìn)行對(duì)照。

由圖3可知:重建序列與原序列在年際變化上能夠很好吻合，具有相似的年際變化規(guī)律，除個(gè)別年存在差異，極值的擬合效果不夠理想。

圖3 重建干燥度指數(shù)序列與實(shí)際干燥度指數(shù)序列比較

該區(qū)域的干濕狀況在近50 a來(lái)存在著一定的波動(dòng)，尤其是在1975年出現(xiàn)了一個(gè)較大的波峰，1984—1985年出現(xiàn)了一個(gè)較大的波谷，此外各年變化不大，基本集中于平均值(Ii=5.6)左右。以重建序列的平均值為基準(zhǔn)，若干燥度指數(shù)值大于平均值則認(rèn)為偏旱，反之則認(rèn)為偏澇。從重建的結(jié)果上看，該地區(qū)在1975、1988和1994年的初夏季節(jié)存在3次較為嚴(yán)重的干旱期，干燥度指數(shù)值分別為 9.4、7.6 和 7.6。此外，1998 年以來(lái)亦存在數(shù)次連續(xù)多年的旱情，分別發(fā)生在1998—2002年和2003—2007年，持續(xù)時(shí)間均為5 a，干燥度指數(shù)平均值分別為6.8和6.5，強(qiáng)度略低。整體趨勢(shì)是由1988年起，干燥度逐漸升高，表明該地區(qū)的氣候趨于暖干，這與全球氣候變暖相對(duì)應(yīng)。

3.5 重建干燥度指數(shù)序列與歷史災(zāi)害記錄的對(duì)照

參閱中國(guó)災(zāi)害查詢系統(tǒng)中所記錄的1959—2007年華北境內(nèi)的干旱、洪澇等歷史紀(jì)錄，與重建的干燥度指數(shù)序列進(jìn)行對(duì)照(表3)。結(jié)果表明，研究時(shí)段內(nèi)的華北災(zāi)害歷史資料中記載的旱澇災(zāi)害與重建結(jié)果全部吻合。

3.6 利用差值年表模擬干燥度指數(shù)

根據(jù)重建的干燥度指數(shù)回歸方程:Ii=－31.245RES+339.04，利用1933—1957年差值年表數(shù)值模擬1933—1958年26 a的干燥度指數(shù)序列Ii值(表4)。

參閱中國(guó)災(zāi)害查詢系統(tǒng)中所記錄的1933—1958年26 a內(nèi)華北境內(nèi)的特大干旱、洪澇等歷史紀(jì)錄，與模擬研究時(shí)段內(nèi)的干燥度指數(shù)序列進(jìn)行對(duì)比。結(jié)果表明，表中數(shù)據(jù)信息與研究時(shí)段內(nèi)華北災(zāi)害歷史資料中記載的干澇災(zāi)害基本吻合。例如文獻(xiàn)中記錄1933—1936年華北地區(qū)分別出現(xiàn)了比較干旱的情況，與相同時(shí)段內(nèi)干燥度指數(shù)模擬值均較高吻合。文獻(xiàn)中記載1939年華北及東北等地區(qū)出現(xiàn)了特大干旱，而干燥度指數(shù)模擬值為6.09。說(shuō)明干燥度指數(shù)模擬值與歷史文獻(xiàn)一致，根據(jù)回歸方程重現(xiàn)歷史干濕狀況是有意義的。

表3 歷史文獻(xiàn)災(zāi)害記錄與干燥度指數(shù)重建結(jié)果的對(duì)照

表4 1933—1958年干燥度指數(shù)模擬值

4 結(jié)論與討論

采用樹(shù)木年代學(xué)方法，建立松山國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)油松樹(shù)輪寬度年表。通過(guò)差值年表數(shù)值與溫度和降水量等氣象因子間的相關(guān)分析，可推斷松山油松的生長(zhǎng)對(duì)水分的要求相比溫度更敏感。根據(jù)延慶氣象站氣象資料計(jì)算得到溫暖指數(shù)、濕潤(rùn)指數(shù)及干燥度指數(shù)等生態(tài)氣候指標(biāo)，選擇干燥度指數(shù)，利用油松差值年表數(shù)值進(jìn)行生態(tài)氣候指標(biāo)重建，重建結(jié)果同中國(guó)災(zāi)害查詢系統(tǒng)中所記錄的旱澇災(zāi)害基本符合。

通過(guò)差值年表數(shù)值和干燥度指數(shù)的回歸方程，利用1933—1958年26 a的差值年表數(shù)據(jù)，模擬了當(dāng)?shù)責(zé)o氣象資料年段的干燥度指數(shù)序列，以達(dá)到重現(xiàn)歷史氣候的目的，且模擬的干燥度指數(shù)與記載的災(zāi)害情況基本吻合，說(shuō)明本文對(duì)歷史生態(tài)氣候指標(biāo)序列的重建是有效的。

劉劍鋒等［22］研究了1952—2000年河北省干燥度變化曲線，分析得出該時(shí)段內(nèi)全省氣候平均狀態(tài)為干旱，而干旱出現(xiàn)在1957、19、1968 年、1972 年、1975、1981、1997 和 1999 年;1965年到20世紀(jì)70年代初期和20世紀(jì)90年代中末期是氣候干旱趨勢(shì)顯著的時(shí)期。同本文松山地區(qū)研究結(jié)果相比:(1)在共同區(qū)間的1959—2000年范圍內(nèi)，兩地區(qū)年降水量均呈下降趨勢(shì)，1965年到20世紀(jì)70年代初期和20世紀(jì)90年代中末期是氣候干旱趨勢(shì)顯著的時(shí)期;(2)兩地區(qū)各別年份的對(duì)應(yīng)也較好，如1972、1975、1998、1999年等，華北地區(qū)均出現(xiàn)了降水較少、干燥度較高的情況，說(shuō)明松山地區(qū)與河北省干濕度變化有一定的相關(guān)性。

樹(shù)木年輪年表模擬可填補(bǔ)缺失歷史氣象數(shù)據(jù)，并為預(yù)測(cè)全球氣候變化及未來(lái)災(zāi)害天氣的研究提供一定的方法和措施。

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