梁 霄, 靳曉言, 強(qiáng)皓凡

(1.四川大學(xué)水力學(xué)與山區(qū)河流開(kāi)發(fā)保護(hù)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室 水利水電學(xué)院,成都 610065;2.南方丘區(qū)節(jié)水農(nóng)業(yè)研究四川省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,成都 610066)

蒸散是水文循環(huán)中十分重要的環(huán)節(jié)，是影響地區(qū)水熱平衡的重要?dú)夂蛞蜃雍蛥?shù)[1]。研究表明，每年蒸散進(jìn)入大氣的水分約占降水量的2/3，蒸散是當(dāng)前研究陸面—大氣水文循環(huán)過(guò)程的重要內(nèi)容之一[2]。參考作物蒸散(Reference Crop Evapotranspiration，ET0)既是水分循環(huán)的重要部分，也是能量平衡的重要部分，表示在一定氣象條件下水分供應(yīng)不受限制時(shí)，某一固定下墊面能達(dá)到的最大蒸散量，也稱潛在蒸散量，是評(píng)價(jià)某一地區(qū)干旱程度、研究作物需水及指導(dǎo)灌溉的重要因子[3]。目前估算ET0的方法大體分為：Penman-Monteith法、溫度估計(jì)法、輻射能量法、質(zhì)量傳導(dǎo)法和水平衡法等[4]。其中，1998年由聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織(FAO)推薦的Penman-Monteith模型綜合了空氣動(dòng)力學(xué)和太陽(yáng)輻射等關(guān)鍵因素的影響，具有良好的水文氣象物理基礎(chǔ)，在全球范圍應(yīng)用廣泛[5]。

黃河源區(qū)地處青藏高原東北部，近年來(lái)該區(qū)域主河道斷流、水土流失、草地生態(tài)系統(tǒng)持續(xù)退化、土地沙化及荒漠化日趨嚴(yán)重，該區(qū)域的蒸散一直是國(guó)內(nèi)外研究熱點(diǎn)[6]。其中，位于源區(qū)東緣的若爾蓋濕地是黃河源區(qū)重要的水源涵養(yǎng)地，素有黃河“蓄水池”之稱，每年供給黃河源超過(guò)30%的徑流量[7]，同時(shí)是高原面積最大、最典型的高寒沼澤濕地，其主導(dǎo)功能是水源涵養(yǎng)，并具有徑流調(diào)節(jié)、生物多樣性保護(hù)、水土保持、沙化控制、調(diào)節(jié)局部區(qū)域小氣候、環(huán)境自凈及固碳等輔助生態(tài)功能[8]。近年來(lái)，由于人類活動(dòng)和自然因素的雙重作用，濕地逐漸退化，沙漠化面積與強(qiáng)度明顯增加，環(huán)境不斷惡化[9]。

目前專門針對(duì)若爾蓋濕地參考作物蒸散的研究較少，且主要集中于ET0總體變化趨勢(shì)與氣象因素單因子分析[1, 10]，未對(duì)該區(qū)ET0時(shí)空分布與季節(jié)變化進(jìn)行較為系統(tǒng)的研究。本文基于輻射矯正的Penman-Monteith模型[11]，采用累積距平、Mann-Kendall檢驗(yàn)、Pettitt檢驗(yàn)、Theil-Sen趨勢(shì)度、EOF分解和通徑分析等對(duì)1960-2015年若爾蓋濕地ET0時(shí)空變化及影響因子進(jìn)行分析。研究對(duì)濕地水資源的科學(xué)管理和脆弱生態(tài)環(huán)境恢復(fù)具有積極意義。

1 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)

1.1 研究區(qū)概況

若爾蓋濕地(32°20′～34°00′N，101°36′～103°30′E)地處青藏高原東緣，隸屬四川省若爾蓋縣、紅原縣和阿壩縣，以及甘肅省的瑪曲縣和碌曲縣等，是我國(guó)特有的沼澤分布區(qū)，還是全球面積最大的高原濕地，生態(tài)研究意義重大。該區(qū)域?qū)俅箨懶愿咴瓪夂?，寒冷濕?rùn)，霜凍期長(zhǎng)，日溫差大，平均海拔3 500 m，年均降水量750 mm，年平均氣溫1 ℃左右(數(shù)據(jù)由區(qū)域內(nèi)各氣象站點(diǎn)算術(shù)平均得來(lái))[12]。

圖1 若爾蓋濕地及其周邊氣象站分布Fig.1 Distribution of meteorological stations of the Zoige Wetland and its surrounding area

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)氣象數(shù)據(jù)共享服務(wù)網(wǎng)(http:∥cdc.cma.gov.cn/home.do)，包括若爾蓋濕地及周邊地區(qū)(圖1)共19個(gè)氣象站1960-2015年逐日氣象資料，即降水量(P)、最高氣溫(Tmax)、最低氣溫(Tmin)、平均氣溫(Tmean)、相對(duì)濕度(RH)、10 m風(fēng)速(U10)、大氣壓強(qiáng)(p)和日照時(shí)數(shù)(n)。

2 研究方法

2.1 Penman-Monteith模型

前人研究表明，P-M模型計(jì)算結(jié)果與黃河上游地區(qū)蒸發(fā)皿實(shí)測(cè)值之間存在良好的相關(guān)性，采用P-M模型計(jì)算ET0是可行的[13]。計(jì)算公式如下[14]：

式中：Δ為飽和水汽壓曲線斜率，kPa/℃；γ為干濕計(jì)常數(shù)，kPa/℃；U2為2m高處風(fēng)速，m/s；Rn為凈輻射，MJ/m2；G為土壤熱通量，MJ/m2；T為平均氣溫，℃；es和ea分別為飽和水汽壓和實(shí)際水氣壓，kPa。除凈輻射Rn應(yīng)進(jìn)行地區(qū)校正外[11]，各變量根據(jù)FAO方法計(jì)算[14]。本文采用Yin等輻射矯正的經(jīng)驗(yàn)系數(shù)計(jì)算Rn[11]，公式如下：

式中：σ為Stefan-Boltzmann常量[4.903×10-9MJ/(K4·m2)]；n為實(shí)際日照時(shí)數(shù)，h；N為最大日照時(shí)數(shù)，h；Rso為晴天輻射，MJ/m2；Tmax,k、Tmin,k分別為最高和最低氣溫，K。

2.2 數(shù)據(jù)分析方法

本文采用Theil-Sen趨勢(shì)度、累積距平和Mann-Kendall檢驗(yàn)法分析ET0趨勢(shì)變化，采用Pettitt檢驗(yàn)[15]確定突變時(shí)間，對(duì)ET0變化的強(qiáng)度、置信度和趨勢(shì)度進(jìn)行反距離權(quán)重插值(IDW)并對(duì)年ET0進(jìn)行EOF分解分析空間演變特征，最后采用通徑分析研究ET0變化成因。

2.2.1Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法

Mann-Kendall(M-K)趨勢(shì)檢驗(yàn)法是一種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，不需要樣本服從一定的分布，同時(shí)也不受少數(shù)異常值的干擾，更適用于類型變量和順序變量，適用于水文、氣象等非正態(tài)分布的數(shù)據(jù)。本文時(shí)間序列數(shù)據(jù)( x1，x2，…，xn) 是樣本容量n=56的隨機(jī)變量，其正態(tài)分布的M-K統(tǒng)計(jì)值定義如下[16]：

2.2.2Theil-Sen趨勢(shì)度

ET0的年際變化率由Theil-Sen趨勢(shì)度來(lái)表示，該方法可以減少數(shù)據(jù)異常值的影響，是一種穩(wěn)健的非參數(shù)統(tǒng)計(jì)趨勢(shì)計(jì)算方法，其計(jì)算公式為[17]：

式中：1

2.2.3 經(jīng)驗(yàn)正交函數(shù)(EOF)分解

經(jīng)驗(yàn)正交函數(shù)(EOF)分解是氣候變化領(lǐng)域常用的時(shí)空分解方法，由統(tǒng)計(jì)學(xué)家Pearson于1901年提出，并由Lorenz在20世紀(jì)50年代首次引入氣象研究領(lǐng)域，具有展開(kāi)和收斂速度快、資料信息可集中量大、能在有限區(qū)域內(nèi)對(duì)不規(guī)則分布站點(diǎn)進(jìn)行分解且所分解空間結(jié)構(gòu)物理意義明確等優(yōu)點(diǎn)[18,19]。本文建立濕地年ET0標(biāo)準(zhǔn)化矩陣，在MATLAB中計(jì)算得到相應(yīng)特征值及貢獻(xiàn)率，選取貢獻(xiàn)率較大的前3個(gè)特征向量，利用IDW法進(jìn)行空間插值進(jìn)而分析濕地ET0的空間分布特征。

2.2.4 通徑分析

通徑分析是數(shù)量遺傳學(xué)家SewallWright于1921年提出的一種多元統(tǒng)計(jì)技術(shù)，通過(guò)將自變量與因變量之間的相關(guān)系數(shù)分解為直接作用和間接作用的代數(shù)和，來(lái)研究變量間的相互關(guān)系、自變量對(duì)因變量的作用方式和影響程度[20]。該方法不受自變量間度量單位和變異程度的影響，從而能為研究結(jié)果提供可靠依據(jù)[21]。由于ET0受各氣象因子綜合影響，且各因子間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，很難確定單個(gè)因子對(duì)ET0作用的程度[21]，通徑分析方法能很好地解決這一問(wèn)題。

3 結(jié)果與分析

3.1 若爾蓋濕地ET0時(shí)間變化趨勢(shì)

以各氣象站點(diǎn)經(jīng)輻射矯正的Penman-Monteith模型計(jì)算的ET0取平均作為區(qū)域代表值研究時(shí)間變化趨勢(shì)，以準(zhǔn)確、全面地表述若爾蓋濕地的整體氣候情況。由圖2(a)，1960-2015年若爾蓋濕地年ET0均值為625.3mm，這低于王建兵等[1](761.3mm)的研究結(jié)果，一方面是由計(jì)算年限及站點(diǎn)差異所致，另一方面是因?yàn)楸疚牟捎昧溯椛湫Ｕ腜-M模型，而未經(jīng)校正的計(jì)算結(jié)果普遍偏高[11]。其中最小值出現(xiàn)在1989年，為576.3mm，最大值出現(xiàn)在2006年，為674.8mm，極差為98.5mm；Theil-Sen趨勢(shì)度表明，年ET0以4.89mm/10a的速率顯著上升(MK檢驗(yàn)Z=2.39，p<0.01)，這與杜家強(qiáng)等[13]研究結(jié)果一致。Pettitt突變檢驗(yàn)表明，年ET0于1968年發(fā)生突變(p<0.01)，突變前(1960-1967年)多年平均ET0為598.1mm/a，突變后(1968-2015年)增至629.8mm/a，增幅為5.3%。氣象數(shù)據(jù)分析表明，濕地平均氣溫和降水量分別于1967和1968年發(fā)生突變上升，可能由此導(dǎo)致了ET0的突變。另外，氣象突變是某個(gè)區(qū)域上同步發(fā)生的事件，未來(lái)研究還需附近區(qū)域相比較來(lái)進(jìn)一步印證這一結(jié)論。

累積距平法是常用的用曲線直觀判斷因素變化趨勢(shì)的方法，同時(shí)可根據(jù)曲線變化情況判斷因素變化的階段性特征[18]。由圖2(b)累積距平檢驗(yàn)表明，濕地年ET0總體呈“低—高—低—高”變化趨勢(shì)，4個(gè)階段分別為1960-1968年、1969-1980年、1981-2000年和2001-2015年，各階段年平均ET0為598.9、641.5、616.7、639.5mm。其中1968年既是轉(zhuǎn)折點(diǎn)也是突變點(diǎn)(通過(guò)0.01信度檢驗(yàn))，1980年和2000年只是轉(zhuǎn)折點(diǎn)而非突變點(diǎn)(未通過(guò)顯著性檢驗(yàn))。

圖2 若爾蓋濕地年際ET0變化與累積距平曲線Fig.2 Annual ET0 and its accumulated departure of the Zoige Wetland

季節(jié)變化上(圖3)，夏季ET0均值最大，為248.2mm，其次為春季188.5mm，秋季125.5mm和冬季63.2mm，依次約占全年ET0的39.69%、30.14%、20.07%和10.10%。趨勢(shì)變化上，各季ET0均呈上升趨勢(shì)，其中秋季上升最明顯，速率為1.84mm/10a(Z=3.57，p<0.01)，其次依次為：夏季1.73mm/10a(Z=1.25，不顯著)，春季0.96mm/10a(Z=1.16，不顯著)，冬季0.73mm/10a(Z=1.45，p<0.1)。Pettitt突變檢驗(yàn)表明，秋季ET0于1997年發(fā)生突變(p<0.01)，突變前年均ET0為123.3mm/a，突變后增至129.8mm/a，增幅為5.3%。冬季ET0于2003年發(fā)生突變(p<0.1)，突變前年均ET0為62.3mm/a，突變后增至66.1mm/a，增幅為6.2%。春、夏兩季未出現(xiàn)突變。

圖3 若爾蓋濕地各季ET0及Pettitt突變檢驗(yàn)Fig.3 Seasonal ET0 and its Pettitt test of the Zoige Wetland

3.2 若爾蓋濕地ET0空間分布特征

由于自然地理環(huán)境的空間異質(zhì)性，若爾蓋濕地不同空間位置的ET0表現(xiàn)出不同大小與變化趨勢(shì)。由于若爾蓋濕地地處青藏高原邊緣，周邊氣象站點(diǎn)分布稀疏且數(shù)據(jù)的時(shí)間序列長(zhǎng)度往往較短，前人文章大多僅選取3～5個(gè)站點(diǎn)進(jìn)行分析[1,12]。為增強(qiáng)本文研究對(duì)象的數(shù)據(jù)代表性，采用濕地及其周邊氣象數(shù)據(jù)連續(xù)完整的共19個(gè)站點(diǎn)，且這些站點(diǎn)較為均勻地分布在濕地的各個(gè)方位上，因此空間插值分析具有良好的自然地理代表性。由圖4(a)，1960-2015年若爾蓋濕地年均ET0空間分布在580.9～672.2mm之間變化，高值主要分布在濕地南部及東部邊緣，低值主要分布在濕地中部的若爾蓋(596.2mm)與紅原(591.3mm)、西部的久治(580.9mm)和東南部的松潘(583.9mm)等地，整體呈南部、東部邊緣高、西北—東南一線較低的空間分布特征。

利用MK檢驗(yàn)分析ET0年際變化趨勢(shì)[圖4(b)]可知，濕地ET0變化總體呈東北高、西南低的趨勢(shì)。阿壩—紅原以北地區(qū)變化最為顯著，呈明顯增高趨勢(shì)；松潘一帶ET0變化并不明顯，呈不顯著的緩慢上升趨勢(shì)；西部班瑪以北及南部部分地區(qū)ET0呈減少趨勢(shì)且變化不顯著。

圖4(c)為利用Theil-Sen趨勢(shì)度方法獲取的濕地ET0時(shí)空變化趨勢(shì)，所得結(jié)果與MK方法圖4(b)相似，均呈由東北向西南遞減趨勢(shì)。趨勢(shì)度β在-0.35～3.14mm/a之間變化，區(qū)域內(nèi)迭部站ET0上升速率最大，為3.14mm/a；松潘站ET0上升速率最小，為0.34mm/a。東北部迭部—瑪曲—若爾蓋地區(qū)ET0明顯增高(1.0～3.0mm/a)，是全區(qū)變化最明顯的區(qū)域；中部久治—阿壩—紅原—松潘一帶及碌曲周邊ET0緩慢上升(0～1.0mm/a)；西部班瑪以北及南部馬爾康、黑水之間地區(qū)ET0呈緩慢下降趨勢(shì)。

3.3 若爾蓋濕地ET0的EOF分析

為進(jìn)一步分析若爾蓋濕地參考作物蒸散量變化特征，對(duì)19個(gè)氣象站點(diǎn)1961-2016年的年ET0距平矩陣進(jìn)行EOF分解，得到代表濕地ET0空間分布類型的相互正交特征向量。貢獻(xiàn)率越大的特征向量，其模態(tài)對(duì)應(yīng)的ET0分布形式越典型。每一模態(tài)的極大值中心即ET0變化的敏感中心。EOF分解結(jié)果表明，特征值最大的前3個(gè)特征向量累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)75.91%，已能反映濕地ET0變化的主要空間分布特征。

第一特征向量方差貢獻(xiàn)率為48.08%，代表了濕地蒸散變化的最主要特征。由圖5(a)，ET0第一特征向量均為正值，說(shuō)明若爾蓋濕地ET0變化保持高度區(qū)域一致性，大尺度氣候系統(tǒng)的作用使整個(gè)區(qū)域ET0有相同的變化趨勢(shì)。第一特征向量高值位于若爾蓋濕地東北部，說(shuō)明迭部—碌曲—瑪曲—若爾蓋為年尺度ET0浮動(dòng)變化強(qiáng)烈區(qū)域，對(duì)氣候變化反應(yīng)敏感；低值位于濕地西部及南部邊緣，說(shuō)明這些區(qū)域ET0浮動(dòng)變化相對(duì)較緩。整個(gè)區(qū)域第一特征向量大體呈自東北向西南遞減的空間分布趨勢(shì)，說(shuō)明從整個(gè)濕地尺度來(lái)看，ET0的浮動(dòng)變化強(qiáng)度自東北向西南遞減，這與圖4中MK檢驗(yàn)下和Theil-Sen趨勢(shì)度檢驗(yàn)下ET0變化趨勢(shì)結(jié)果相一致。第二特征向量方差貢獻(xiàn)率為18.02%，也是若爾蓋濕地ET0空間分布的一個(gè)較重要形式。由圖5(b)，第二特征向量在-0.51-0.33間變化，空間系數(shù)數(shù)值北負(fù)南正的緯向分布特征表明濕地南、北地區(qū)ET0具有反相位變化的空間特征，即北部ET0偏高(偏干)時(shí)，南部ET0偏低(偏濕)，反之亦然。第三特征向量特征貢獻(xiàn)率為9.81%，也能對(duì)若爾蓋濕地ET0空間分布做出一定解釋。由圖5(c)，第三特征向量在-0.44～0.25間變化，呈東西兩端高而中部低的分布形式，表明東西兩端與中部具有ET0反相位變化的經(jīng)向分布空間特征。

圖4 若爾蓋濕地ET0空間分布特征Fig.4 Spatial distribution characteristics of ET0 in the Zoige Wetland

圖5 若爾蓋濕地ET0前三特征向量空間分布Fig.5 Spatial distribution of the first three feature vectors of ET0 in the Zoige Wetland

EOF分析得到的特征向量反映了若爾蓋濕地ET0的時(shí)空演變主要特征。從年尺度ET0的空間分布特征來(lái)看，其在整體上受大尺度氣候系統(tǒng)的影響，表現(xiàn)為全區(qū)蒸散變動(dòng)的一致性，南、北反向差異和東西、中部反向差異分別為第二和第三空間結(jié)構(gòu)特征。

3.4 若爾蓋濕地ET0變化成因分析

根據(jù)通徑分析方法對(duì)ET0和氣象因子(降水量、最高氣溫、最低氣溫、平均氣溫、相對(duì)濕度、風(fēng)速、日照時(shí)數(shù)和凈輻射)進(jìn)行逐步回歸，找出彼此間相關(guān)性強(qiáng)而引起多重共線性的自變量。相對(duì)濕度、凈輻射、風(fēng)速和平均氣溫對(duì)ET0的影響顯著(p<0.05)，其他氣象因子影響不顯著。將不顯著因子排除，建立最優(yōu)的回歸方程。對(duì)ET0與影響顯著因子進(jìn)行通徑分析，計(jì)算各因子對(duì)ET0的直接作用(通徑系數(shù))、間接作用、相關(guān)系數(shù)，最后分析各氣象因子對(duì)回歸方程估測(cè)可靠程度E的總貢獻(xiàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。其中分析確定ET0與氣象因子關(guān)系時(shí)，計(jì)算ET0和氣象因子均采用以年作基準(zhǔn)時(shí)間尺度的1960-2015年氣象數(shù)據(jù)，且仍采用19個(gè)站點(diǎn)數(shù)據(jù)均值作為區(qū)域的整體代表值，通徑分析的具體計(jì)算方法參見(jiàn)文獻(xiàn)[20]。

由表1可以看出，相對(duì)濕度對(duì)ET0的通徑系數(shù)為-0.57，對(duì)回歸方程估測(cè)可靠程度E的總貢獻(xiàn)為0.40，在各項(xiàng)指標(biāo)中最大，說(shuō)明相對(duì)濕度是影響若爾蓋濕地ET0的最重要?dú)庀笠蜃?；凈輻射、平均氣溫和風(fēng)速對(duì)ET0的通徑系數(shù)分別為0.55、0.53、0.35，對(duì)E的貢獻(xiàn)分別為0.38、0.24和0.13，對(duì)ET0的影響依次減弱。其中，相對(duì)濕度對(duì)ET0的變化起負(fù)向直接作用(通徑系數(shù)為負(fù))，凈輻射、平均氣溫和風(fēng)速則起正向直接作用。這是因?yàn)檩椛湓綇?qiáng)，則地溫升高，促進(jìn)水熱交換。而氣溫上升，將引起下墊面水分運(yùn)動(dòng)加快，并促進(jìn)植被蒸騰，說(shuō)明在全球變暖的大背景下，氣溫的升高已經(jīng)開(kāi)始對(duì)區(qū)域蒸散產(chǎn)生影響。風(fēng)速增大則利于大氣中水汽擴(kuò)散與熱能傳遞，促進(jìn)蒸散。結(jié)合各氣象因子變化的趨勢(shì)度及置信度和通徑分析可知，相對(duì)濕度以-0.40%/10a趨勢(shì)顯著降低(p<0.01)，而凈輻射、平均氣溫和風(fēng)速分別以0.01MJ/(m-2·10a)趨勢(shì)(p<0.1)、0.36 ℃/10a趨勢(shì)(p<0.01)和0.04m/s趨勢(shì)(p<0.01)顯著上升。故近年來(lái)若爾蓋濕地ET0的上升主要是因?yàn)橄鄬?duì)濕度的顯著下降，其次是凈輻射、平均氣溫和風(fēng)速的顯著上升。若爾蓋濕地位于青藏高原黃河源區(qū)，本文研究結(jié)論與王朕等相對(duì)濕度下降和平均氣溫上升是當(dāng)?shù)馗珊祷饕虻慕Y(jié)論相一致[22]，亦與王建兵等氣溫上升、相對(duì)濕度下降和降水減少是導(dǎo)致若爾蓋濕地ET0上升的主要因子的結(jié)論相似[1]。然而國(guó)內(nèi)大部分地區(qū)蒸散主要受風(fēng)速和輻射、日照時(shí)數(shù)影響[23]，這與本文相對(duì)濕度影響最為顯著、其次才為凈輻射的結(jié)論存在差異。這主要是由當(dāng)?shù)鬲?dú)特的地形地貌及氣候條件導(dǎo)致的。據(jù)尹云鶴等的結(jié)論，我國(guó)ET0對(duì)相對(duì)濕度的敏感性最高, 但由于相對(duì)濕度變化趨勢(shì)往往不明顯, 因此在我國(guó)大部分地區(qū)其并不是ET0的主導(dǎo)氣候因子[23]。然而若爾蓋濕地近年來(lái)相對(duì)濕度變化顯著，其Z值達(dá)到-3.49，故其導(dǎo)致的ET0的變化更加明顯。另外，近年來(lái)濕地低云量增幅顯著，由此導(dǎo)致日照時(shí)數(shù)減少，且低云對(duì)太陽(yáng)總輻射的削弱作用很強(qiáng)，這也在一定程度上減弱了凈輻射的影響程度。

由各因子的間接作用可知，凈輻射間接和為0.66，相關(guān)系數(shù)為0.72，且主要是通過(guò)相對(duì)濕度、平均氣溫對(duì)ET0產(chǎn)生正向影響，作用系數(shù)分別為0.42、0.19。這表明，凈輻射與ET0的間接和及相關(guān)系數(shù)較大，主要是通過(guò)相對(duì)濕度和平均氣溫實(shí)現(xiàn)的，且凈輻射、平均氣溫與風(fēng)速的間接作用分析中，相對(duì)濕度的作用系數(shù)明顯高于其他因子，依次為0.42、0.18和0.15，進(jìn)一步反映出相對(duì)濕度為若爾蓋濕地ET0的主要?dú)庀笥绊懸蜃印?/p>

可見(jiàn)，各氣象因子之間相互制約、相互影響。影響若爾蓋濕地ET0的主要?dú)庀笠蜃訛橄鄬?duì)濕度，且能夠綜合其他因子對(duì)ET0產(chǎn)生作用。

表1 氣象因子對(duì)參考作物蒸散量的通徑分析Tab.1 Path analysis of reference crop evapotranspiration by meteorological factors

4 結(jié) 論

(1)1960-2015年若爾蓋濕地年ET0均值為625.3mm，并以4.89mm/10a的速率顯著上升(p<0.01)，四季ET0表現(xiàn)為夏季>春季>秋季>冬季。年、秋、冬ET0分別在1968年(p<0.01)、1997年(p<0.01)、2003年(p<0.1)發(fā)生突變上升，春、夏兩季未出現(xiàn)突變。

(2)濕地年均ET0呈南部、東部邊緣高、西北—東南一線較低的空間分布特征，且變化速率呈由東北向西南遞減趨勢(shì)，其中西部班瑪以北及南部馬爾康、黑水之間地區(qū)ET0呈緩慢下降趨勢(shì)。

(3)ET0第一特征向量均為正值，說(shuō)明若爾蓋濕地ET0變化保持高度區(qū)域一致性，南、北反向差異和東西、中部反向差異分別為第二和第三空間結(jié)構(gòu)特征。

(4)影響若爾蓋濕地ET0的主要?dú)庀笠蜃訛橄鄬?duì)濕度，且能夠綜合其它因子對(duì)ET0產(chǎn)生作用。近年來(lái)若爾蓋濕地ET0的上升主要是因?yàn)橄鄬?duì)濕度的顯著下降，其次是凈輻射、平均氣溫和風(fēng)速的顯著上升。