吳 晗， 董增川， 蔣飛卿， 張 延

(河海大學(xué) 水文水資源學(xué)院， 江蘇 南京 210098)

1 研究背景

19世紀(jì)以來(lái)，全球氣候變化改變了全球水循環(huán)的現(xiàn)狀，也對(duì)降水、蒸發(fā)、徑流等產(chǎn)生了直接的影響，進(jìn)而改變了水資源的時(shí)空分布，對(duì)人民生活與社會(huì)經(jīng)濟(jì)等造成重大影響[1]。黃河源區(qū)由于其特殊的地理位置，長(zhǎng)期以來(lái)一直為國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者所研究。通過(guò)研究分析黃河源區(qū)氣候變化，為后期徑流影響、水資源演變規(guī)律、生態(tài)環(huán)境改善、植被生物保護(hù)等提供研究背景與科學(xué)依據(jù)。氣候變化問題是現(xiàn)今社會(huì)發(fā)展中環(huán)境變化的重要問題，受到各領(lǐng)域?qū)W者及群眾的廣泛關(guān)注[2]。在當(dāng)前的大背景下，研究氣候變化規(guī)律與趨勢(shì)，是保護(hù)水資源、維護(hù)人類社會(huì)平衡發(fā)展的重要途經(jīng)之一。

黃河源區(qū)指龍羊峽水庫(kù)以上的黃河流域，位于青藏高原東北部的腹地，包含青海、四川、甘肅3個(gè)省的部分城市，流域總面積13.2×104km2，研究區(qū)域如圖1。黃河源區(qū)整體地勢(shì)較高、氣候嚴(yán)寒，屬于高原大陸性氣候。其冰川融水、雨水和凍土融水是地表水資源的重要來(lái)源，并影響著地表徑流的年際變化與未來(lái)趨勢(shì)[3]，是黃河的主要產(chǎn)流方式。近年來(lái)研究表明：受氣候變化和人類活動(dòng)的共同影響，源區(qū)的凍土層厚度減小、冰川消融、地下水水位不斷下降、湖泊退縮與土地荒漠化等形勢(shì)日益嚴(yán)重，促使黃河源區(qū)的徑流量大多為偏枯狀態(tài)[4-6]。在當(dāng)?shù)貧夂蚯闆r和下墊面條件的共同影響下，源區(qū)的徑流量出現(xiàn)不同程度的減少，而其中影響最大的就是氣候變化因素。同時(shí)，徑流量的變化也引起了下游的供水、發(fā)電、航運(yùn)、生態(tài)、水資源分布等一系列問題，給當(dāng)?shù)厝嗣竦纳顜?lái)了許多影響[7]。

圖1 黃河源區(qū)水系圖

2 資料來(lái)源和研究方法

2.1 資料來(lái)源

選取黃河源區(qū)12個(gè)國(guó)家氣象站點(diǎn)1960-2016年逐月平均氣溫資料與降雨資料作為黃河源區(qū)流域氣象資料，氣象站點(diǎn)分別為56021曲麻萊、56029玉樹、56033瑪多、56034清水河、56038石渠、56046達(dá)日、56065河南、56067久治、56074瑪曲、56079若爾蓋、556173紅原、52943興海，數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)，測(cè)站的基本信息如表1所示。

表1 黃河源區(qū)氣象站點(diǎn)基本信息

2.2 分析方法

根據(jù)搜集到的黃河源區(qū)1960-2016年的氣象資料，計(jì)算年均氣溫與年降雨量并組成年均氣溫與年降雨量序列，季節(jié)劃分按照春季(3-5月)、夏季(6-8月)、秋季(9-11月)、冬季(12-翌年2月)以此計(jì)算對(duì)應(yīng)季節(jié)的月均溫與降水量序列。序列的突變性分析首先利用有序聚類分析法和Mann-Kendall檢驗(yàn)法初步得出序列的突變點(diǎn)，然后利用滑動(dòng)t法檢驗(yàn)突變點(diǎn)是否合理以綜合確定突變點(diǎn)年份。本文使用線性趨勢(shì)法、Mann-Kendall檢驗(yàn)法和Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)法對(duì)序列進(jìn)行趨勢(shì)性分析，并檢驗(yàn)其顯著性，最后綜合各方法的結(jié)果對(duì)趨勢(shì)性變化進(jìn)行總結(jié)[8-13]。周期性分析運(yùn)用Morlet小波分析，根據(jù)計(jì)算出的小波系數(shù)實(shí)部、小波系數(shù)模方與小波方差，繪制小波系數(shù)等值線圖、小波系數(shù)模方圖與小波方差圖，判斷序列不同尺度的周期情況、周期結(jié)構(gòu)與周期強(qiáng)弱[14-15]。

3 結(jié)果與分析

3.1 年內(nèi)氣候特性分析

3.1.1 年內(nèi)氣溫趨勢(shì)分析 對(duì)1960-2016年黃河源區(qū)春、夏、秋、冬四季的月均溫?cái)?shù)據(jù)進(jìn)行線性趨勢(shì)法和5 a滑動(dòng)平均法分析，結(jié)果如圖2所示。

由圖2可知，四季月均氣溫均呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。其中，冬季的月均溫線性變化幅度最大，為0.0435 ℃/a，秋季次之為0.0336 ℃/a，春季則最小為0.0218 ℃/a。由此可見，黃河源區(qū)四季氣溫的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)均顯著，其中冬季月均溫增長(zhǎng)幅度最大，春季月均溫增長(zhǎng)幅度最小。分析結(jié)果與羅棟梁等[16]的結(jié)果一致，其中冬季升溫最為明顯與楊特群等[17]、李曉英等[18]的結(jié)果一致，可見冬季升溫對(duì)年均氣溫影響貢獻(xiàn)最高。

3.1.2 年內(nèi)降水量趨勢(shì)分析 計(jì)算出1960-2016年黃河源區(qū)春、夏、秋、冬每個(gè)季節(jié)的降水量，并同樣對(duì)其進(jìn)行線性趨勢(shì)法和5 a滑動(dòng)平均法分析，結(jié)果如圖3。

圖2 1960-2016年黃河源區(qū)四季月平均氣溫變化趨勢(shì)

圖3 1960-2016年黃河源區(qū)四季降水量變化趨勢(shì)

由圖3可知，夏季和秋季的降水量線性變化幅度為負(fù)值，分別為-0.1594 mm/a與-0.1016 mm/a；春季和冬季的降水量線性變化幅度為正值分別為0.4712 mm/a和0.1002 mm/a。由此可見，黃河源區(qū)的降水量在春季和冬季均呈顯著的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，其中春季增長(zhǎng)最為顯著；而夏季和秋季降水量的下降趨勢(shì)均不顯著。分析結(jié)果與羅棟梁等[16]、李曉英等[18]的結(jié)果一致，其中降水量的增加量主要發(fā)生在春季，對(duì)年降水量變化貢獻(xiàn)最高。

3.2 年際氣候特性分析

3.2.1 年際氣候突變性分析 首先采用有序聚類分析法分析黃河源區(qū)1960-2016年年均氣溫和年降水序列的突變點(diǎn)。計(jì)算年均氣溫序列和年降水序列各個(gè)年份數(shù)據(jù)的離差平方和，并在同一坐標(biāo)軸下點(diǎn)繪離差平方和逐年變化過(guò)程，初步認(rèn)定離差平方和最小值對(duì)應(yīng)的年份即為突變年份。點(diǎn)繪出離差平方和逐年變化過(guò)程，如圖4所示。

由圖4可以看出，黃河源區(qū)年均氣溫與年降水量序列均存在離差平方和的最小值。其中，年均氣溫離差平方和最小值對(duì)應(yīng)的年份為1997年，年降水量離差平方和最小值對(duì)應(yīng)的年份為2008年。因此初步判定，黃河源區(qū)氣溫突變年份為1997年，年降水量突變年份為2008年。

圖4 1960-2016年黃河源區(qū)氣候離差平方和過(guò)程圖

圖5 1960-2016年黃河源區(qū)氣候M-K檢驗(yàn)變化過(guò)程圖

由圖5(a)可知，年均氣溫UF與UB兩條曲線存在交點(diǎn)為2000年，然而交點(diǎn)不在置信區(qū)間內(nèi)未通過(guò)0.05的顯著性水平。觀察UF曲線可知，1966年以后年均氣溫序列的值都大于0，表明年均氣溫均呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，且1998年之后年均氣溫序列的值超過(guò)顯著性水平0.05的臨界線，證明1998年之后黃河源區(qū)的氣溫開始顯著上升。

由圖5(b)可知，年降水量變化的波動(dòng)較大，UF與UB兩條曲線存在交點(diǎn)為1961、1974、1976、1978、1985、2008、2014、2015年，且均通過(guò)0.05的顯著性水平。觀察UF曲線可知，1975-1996年降水量序列的值大于0，表明降水量呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，1997-2008年序列的值小于0，表明降水量呈減少態(tài)勢(shì)，而2008年發(fā)生突變之后序列的值大于0又呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。

根據(jù)以上分析發(fā)現(xiàn)有序聚類法和Mann-Kendall檢驗(yàn)法初步計(jì)算得到的突變點(diǎn)所在年份不完全一致，因此最后采用滑動(dòng)t檢驗(yàn)法對(duì)以上兩種方法計(jì)算出來(lái)的突變年份進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。將初步選定的突變年分設(shè)為基準(zhǔn)年，分別計(jì)算前后兩個(gè)序列的均值與方差，得出統(tǒng)計(jì)量t并判斷其顯著性，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 滑動(dòng)t檢驗(yàn)突變年份顯著性結(jié)果

由表2可知，采用滑動(dòng)t檢驗(yàn)法檢驗(yàn)有序聚類分析法和Mann-Kendall檢驗(yàn)法初步的得出的突變點(diǎn)，年均氣溫突變點(diǎn)顯著性較好為1997年，與羅棟梁[16]等人的結(jié)果一致，且通過(guò)了0.01的置信度檢驗(yàn)。而年降水量的突變點(diǎn)顯著性都較差，無(wú)明顯的突變點(diǎn)。

3.2.2 年際氣候趨勢(shì)性分析 首先采用線性趨勢(shì)率法和5年滑動(dòng)平均法，點(diǎn)繪黃河源區(qū)1960-2016年年均溫和年降水量的過(guò)程，添加線性趨勢(shì)線及5年滑動(dòng)平均變化過(guò)程線，如圖6所示。

圖6 1960-2016年黃河源區(qū)氣候及滑動(dòng)平均變化過(guò)程圖

由圖6(a)可知，黃河源區(qū)年均氣溫呈顯著的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，線性變化幅度為0.0318℃/a。由圖6(b)可知，黃河源區(qū)降水量的增長(zhǎng)趨勢(shì)較不顯著，線性變化幅度為0.3194mm/a。分析結(jié)果與白路遙等[19]的結(jié)果一致，即黃河源區(qū)年均氣溫與年降水量均呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，其中年均溫增長(zhǎng)顯著，而年降水量序列在近20年增加趨勢(shì)顯著，即圖6(b)中可明顯看出20世紀(jì)以來(lái)降水量呈現(xiàn)明顯的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。

采用Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)法和Mann-Kendall檢驗(yàn)法對(duì)黃河源區(qū)的年均氣溫和年降水量進(jìn)行趨勢(shì)性檢驗(yàn)，選擇顯著性水平α值為0.01，相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 Spearman和Mann-Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)法檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可以看出，黃河源區(qū)年均氣溫序列的Spearman統(tǒng)計(jì)量T值與M-K統(tǒng)計(jì)量U值都大大超過(guò)了0.01的臨界值，說(shuō)明年均氣溫遞增趨勢(shì)特別顯著。而黃河源區(qū)年降水量序列的Spearman統(tǒng)計(jì)量T值與M-K統(tǒng)計(jì)量U值均不顯著，說(shuō)明年降水量無(wú)明顯的遞增趨勢(shì)。該結(jié)果與線性趨勢(shì)法分析的結(jié)果相一致。

3.2.3 年際氣候周期分析 對(duì)黃河源區(qū)的年均氣溫和年降水量序列都分別進(jìn)行Morlet小波系數(shù)實(shí)部、模方和小波方差分析。首先，將序列的數(shù)據(jù)格式進(jìn)行轉(zhuǎn)化，再運(yùn)用Matlab軟件消除或減小該序列的邊界效應(yīng)，最后計(jì)算新序列小波系數(shù)實(shí)部與其模方和方差，并繪制小波系數(shù)實(shí)部等值線圖、小波系數(shù)模方等值線圖與小波方差圖，以此分析年均氣溫和年降水量序列的周期情況。年均氣溫結(jié)果如圖7，年降水量結(jié)果如圖8。

由圖7(a)可知，黃河源區(qū)年均溫序列存在著18～29、8～15以及3～7 a的3種尺度的振蕩周期，其中18～29 a尺度上出現(xiàn)了高-低溫交替的準(zhǔn)3次震蕩且具有全域性，8～15 a的尺度上出現(xiàn)了準(zhǔn)9次震蕩。觀察圖7(b)可以分析出不同周期的震蕩能量，其中18～29 a尺度的周期變化能量較弱，但周期分布較明顯具有全局性；8～15 a尺度的周期變化能量最強(qiáng)，周期分布最明顯，但具有局部性20世紀(jì)90年代前比較明顯；3～7 a尺度的周期變化能量也較強(qiáng)，周期分布很明顯，也是具有局部性1975年之前與1985-2010年之間比較明顯。

圖7(c)小波方差圖中存在著3個(gè)明顯的峰值情況，依次對(duì)應(yīng)于10、5與23 a。其中，最大的峰值對(duì)應(yīng)著10 a的時(shí)間尺度，說(shuō)明10 a左右受信號(hào)擾動(dòng)最大周期震動(dòng)最強(qiáng)，是年均氣溫序列變化的第一主周期；5 a為第二峰值，即為年均氣溫序列的第二主周期；23 a為第三峰值，即為年均氣溫序列的第三主周期。

圖7(d)反映出不同的時(shí)間尺度下年均氣溫序列的平均周期及高-低溫變化特征，可以看出在10 a特征時(shí)間尺度上年均氣溫的平均周期為6.5 a左右，在5 a特征時(shí)間尺度上年均氣溫的平均周期為3.5 a左右，在23 a特征時(shí)間尺度上年均氣溫的平均周期為14 a左右。與劉光生等[20]分析的黃河源區(qū)年均氣溫存在的24～28、10～12、5～8 a尺度的年際周期變化基本一致。

圖7 1960-2016年黃河源區(qū)年均氣溫小波分析

同樣由圖8(a)可知，黃河源區(qū)降水量序列存在著22～32、9～14以及6～9 a 3種尺度的振蕩周期，其中22～32 a尺度上出現(xiàn)了降水量多-少交替的準(zhǔn)5次震蕩且具有全域性，9～14 a的尺度上出現(xiàn)了準(zhǔn)9次震蕩。觀察圖8(b)可以分析出不同周期的震蕩能量，其中22～32 a尺度的周期變化能量最強(qiáng)，且周期分布最明顯，具有全局性；9～14 a尺度的周期變化能量較弱，周期分布較明顯且具有局部性80年代前較明顯；6～9 a尺度的周期變化能量最弱，具有局部性1995年之后較明顯。圖8(c)小波方差圖中存在著3個(gè)峰值情況，依次對(duì)應(yīng)于28、11與8 a。其中，最大的峰值對(duì)應(yīng)著28年的時(shí)間尺度，說(shuō)明28 a左右受信號(hào)擾動(dòng)最大周期震動(dòng)最強(qiáng)，是降水量序列變化的第一主周期；11 a為第二峰值，即為降水量序列的第二主周期；8 a為第三峰值，即為降水量序列的第三主周期。由圖8(d)同樣可以看出在28 a特征時(shí)間尺度上降水量的平均周期為20 a左右，在11 a特征時(shí)間尺度上降水量的平均周期為7.5 a左右，在8 a特征時(shí)間尺度上年降水量的平均周期為5 a左右。與劉光生等[20]分析的黃河源區(qū)年降水量存在的27～28、10～11、8～11 a尺度的年際周期變化一致性較高。

4 結(jié) 論

(1)年內(nèi)氣候特性分析選取黃河源區(qū)1960-2016年春夏秋冬四個(gè)季節(jié)的月均氣溫序列和降水量序列，對(duì)其進(jìn)行線性趨勢(shì)和5 a滑動(dòng)平均分析，結(jié)果顯示黃河源區(qū)四季氣溫的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)較顯著，其中冬季月均氣溫增長(zhǎng)幅度最大為0.0435℃/a，春季月均氣溫增長(zhǎng)幅度最小為0.0218℃/a；降水量在春季和冬季均呈顯著的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，其中春季增長(zhǎng)最為顯著，為0.4712 mm/a；而夏季和秋季降水量的下降趨勢(shì)均不顯著。

(2)年際氣候突變性分析通過(guò)采用滑動(dòng)t檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)有序聚類分析法和Mann-Kendall檢驗(yàn)法初步得出的突變點(diǎn)的顯著性水平，得到黃河源區(qū)1960-2016年年均氣溫序列突變點(diǎn)顯著性較好為1997年，且通過(guò)了0.01的置信度檢驗(yàn)；而年降水量的突變點(diǎn)顯著性較差，無(wú)明顯的突變點(diǎn)。

(3)年際氣候趨勢(shì)性分析分別采用線性趨勢(shì)法、Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)法和Mann-Kendall檢驗(yàn)法綜合分析黃河源區(qū)1960-2016年年均氣溫和年降水量序列并進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示年均氣溫呈遞增趨勢(shì)且大大超過(guò)臨界值，說(shuō)明遞增趨勢(shì)特別顯著；而年降水量序列趨勢(shì)性不顯著，無(wú)明顯的遞增趨勢(shì)。

(4)年際氣候周期性分析對(duì)黃河源區(qū)1960-2016年年均氣溫和降水量序列進(jìn)行Morlet小波分析、小波模方分析與小波方差分析，繪制小波系數(shù)實(shí)部等值線圖、小波模方等值線圖與小波方差圖，結(jié)果顯示年均氣溫存在著10、5與23 a的周期變化且10 a為第一主周期，年降水量存在著28、11與8 a的周期變化且28 a為第一主周期。