姚立強，孫可可，許繼軍，袁 喆，屈艷萍

(1.長江科學院 水資源綜合利用研究所，武漢 430010； 2.流域水資源與生態(tài)環(huán)境科學湖北省重點實驗室，武漢 430010； 3.中國水利水電科學研究院 防洪抗旱減災研究中心，北京 100038)

1 研究背景

干旱的發(fā)展演變具有過程復雜性、發(fā)展緩慢性、影響廣泛性等特征[1-4]。干旱指標能夠?qū)⒊橄蟮母珊凳录M行數(shù)字化表征，可以直觀化地反映干旱的發(fā)生發(fā)展狀況。國內(nèi)外對于干旱描述主要通過干旱指標[1-4]進行表征，從不同角度構(gòu)建不同類型干旱指標，有助于更加全面認識干旱發(fā)生規(guī)律，特別是干旱時空分布特征，為識別和預防干旱提供基礎(chǔ)。然而，由于單一干旱指標考慮因素的局限性，難以進行區(qū)域旱情綜合評判。

目前，統(tǒng)籌考慮多種驅(qū)動因素、多種指示特征的綜合干旱指數(shù)，已成為干旱研究的重點及熱點[5-10]。Wang等[6]為綜合反映氣象干旱和水文干旱的特征，提出了一種新的基于Copula的標準化降水-蒸散-徑流指數(shù)(SPESI)； Huang等[7]采用非參數(shù)多元標準化干旱指數(shù)(NMSDI)結(jié)合降水和徑流信息，研究了中國干旱結(jié)構(gòu)的時空特征；Zhang等[8]采用Gringorten點位公式，以降水(氣象)、徑流(水文)和土壤水分(農(nóng)業(yè))信息為基礎(chǔ)，建立了三變量標準化干旱指數(shù)(TSDI)；Yang等[9]結(jié)合氣象、水文和農(nóng)業(yè)變量，利用多維Copulas函數(shù)構(gòu)造了一個非線性多元干旱指數(shù)(NMDI)，以解決干旱指數(shù)的結(jié)構(gòu)依賴性和靈活性帶來的復雜非線性關(guān)系；常文娟等[10]從干旱形成的機理角度出發(fā)，采用主成因分析法，將降雨、徑流及土壤含水量等水文氣象要素融合為一個干旱綜合指標。綜上可知，目前區(qū)域干旱評估多選取單一因素或者多種因素的相對固定組合，描述干旱災情，能夠從不同角度刻畫干旱影響。然而，由于區(qū)域人口、產(chǎn)業(yè)不斷調(diào)整，在不同時期、不同階段，各單項干旱因素對區(qū)域旱情的主導作用具有動態(tài)變化性，因此構(gòu)建能夠動態(tài)反映主要單項干旱因素的綜合表征指標，對于區(qū)域旱情評估工作具有重要意義。

長株潭地區(qū)包括長沙、株洲、湘潭三市，位于我國南方降水豐沛地區(qū)。然而由于特殊的地理位置和氣候條件，該地區(qū)降水年內(nèi)分配極為不均，降水不均勻系數(shù)[11]總體在0.6以上，氣象干旱發(fā)生頻率較為頻繁，據(jù)統(tǒng)計，近60 a來，平均每年發(fā)生約1.5次氣象干旱事件[12]。近年來由于氣候變化、人類活動等因素影響，湘江干流枯水位、水庫蓄水不足、農(nóng)業(yè)干旱缺水、企業(yè)取水困難等現(xiàn)象時有發(fā)生，制約著經(jīng)濟社會快速發(fā)展[13]。目前，針對長株潭地區(qū)的干旱規(guī)律研究仍不多見，且現(xiàn)有干旱研究成果多基于單一干旱指數(shù)[14-18]，難以全面反映區(qū)域產(chǎn)業(yè)不斷變化下的干旱影響實情。

本研究擬在干旱單項指標研究基礎(chǔ)上，結(jié)合不斷變化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單項指標與不同產(chǎn)業(yè)干旱的相關(guān)性分析成果，通過動態(tài)權(quán)重系數(shù)法，構(gòu)建干旱綜合指數(shù)，用于長株潭地區(qū)干旱綜合評價。

2 研究區(qū)域

本文選擇長株潭地區(qū)為研究區(qū)，長株潭地區(qū)位于湖南省中東部、湘江流域下游(地理位置如圖1所示)，是湖南省經(jīng)濟發(fā)展的核心增長極，2018年地區(qū)生產(chǎn)總值15 796億元，占湖南省的43.4%。該地區(qū)處于亞熱帶季風氣候區(qū)，春末夏初多雨，夏末秋季多旱。由于受季風和下墊面等影響，降水時空分布不均，長沙、株洲、湘潭三市多年平均降水量分別為1 507、1 510、1 365 mm，年降水量50%以上集中在4—6月份，7—9月份降水量僅占全年的18%左右，與農(nóng)業(yè)需水、夏季高峰期需水過程不相匹配。20世紀50年代以來發(fā)生較為嚴重干旱的年份有1956年、1972年、1978年、1981年、1984年、1985年、1992年、2003年、2004年、2007年、2008年、2010年、2011年、2013年、2018年，給工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來了較大損失，部分地區(qū)甚至出現(xiàn)飲水困難。

圖1 研究區(qū)地理位置示意圖Fig.1 Geographical location of Changsha-Zhuzhou-Xiangtan region

3 數(shù)據(jù)與方法

3.1 數(shù)據(jù)資料

本文研究所需的數(shù)據(jù)資料，主要包括氣象、水文和旱情統(tǒng)計三大類(見表1)，其中氣象資料為長株潭范圍內(nèi)11個氣象站1961—2018年逐日降水、氣溫、風速等數(shù)據(jù)，水文資料為長沙、株洲、湘潭等12個水文站1961—2018年逐日平均水位數(shù)據(jù)，旱情統(tǒng)計資料為長沙、株洲、湘潭三市1961—2018年歷史記載的干旱事件調(diào)查數(shù)據(jù)。各氣象、水文站點分布見圖1。

表1 主要基礎(chǔ)資料名稱及數(shù)據(jù)來源Table 1 Main basic data and their sources

3.2 研究方法

3.2.1 干旱指標計算方法

干旱對社會經(jīng)濟的影響主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)作物缺水和城鄉(xiāng)供水短缺等方面，隨著農(nóng)業(yè)播種面積變化、城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及產(chǎn)業(yè)發(fā)展，同等干旱產(chǎn)生的影響程度也隨之發(fā)生變化，其中農(nóng)業(yè)干旱損失變化相對較小，而工業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)由于基數(shù)的不斷變大，同等干旱下?lián)p失增加較快。為此，可通過設(shè)置不同單項指標的動態(tài)權(quán)重，進行產(chǎn)業(yè)變化條件下區(qū)域總體干旱評價。

3.2.1.1 干旱單項指標計算

本文選取單月標準化降水指數(shù)(SPI)、單月標準化水位指數(shù)(SZI)、單月標準化水資源短缺指數(shù)(SSDI)，作為識別長株潭區(qū)域氣象干旱、水文干旱和農(nóng)業(yè)干旱的單項指標，其中SPI、SZI已在氣象、水文干旱評價中得到廣泛應用[19-21]，在水文干旱評價中，SZI、SRI(標準化徑流指數(shù))分別從水位取水困難、水量取水不足兩種角度進行構(gòu)建，其結(jié)果之間具有一致性。SPI和SZI計算公式和干旱等級閾值可參考《氣象干旱等級》(GB/T 20481—2017)，上述各指標采用相同的等級劃分標準，以月為計算尺度。

對于農(nóng)業(yè)干旱，選取標準化水資源短缺指數(shù)(SSDI)[22]為干旱指標，該指標類似于標準化降水-蒸發(fā)指數(shù)(SPEI)，以水分虧缺量的積累效應為出發(fā)點，利用有效降水、農(nóng)作物需水之差作為輸入量，以兩者差值偏離平均狀態(tài)的程度來表征作物干旱情況，即

Di=Pei-ETci。

(1)

式中：Di為給定月份缺水量(mm)；Pei和ETci分別為給定月份有效降水量和作物需水量(mm)。

根據(jù)逐月缺水量，可獲取給定時間尺度內(nèi)(如1個月、3個月等)的累積缺水量。目前，作物需水量的獲取主要有兩種途徑：水量平衡法和綜合性氣候?qū)W方法。對于前者而言，需要實測土壤水分數(shù)據(jù)作支撐，而該數(shù)據(jù)難以獲取且在空間上具有很大的變異性，難以在大尺度上推廣應用，因此，后者的應用較為普遍，尤其是作物系數(shù)法，已被證明有一定的精度。該方法計算公式為

ETc=KC·ET0。

(2)

式中：ETc為作物需水量(mm)；ET0為參照騰發(fā)量(mm)；KC為作物系數(shù)。其中，ET0的計算采用國際糧農(nóng)組織(FAO)推薦的Penman-Monteith方法計算。計算有效降水量的經(jīng)驗公式需對區(qū)域土壤質(zhì)地、作物等參數(shù)進行率定，通用性較差，本次研究采用美國土壤保持局USDA-SCS方法計算有效降水，即

Pe=SF(1.252 5Pt0.824 2-2.935 2)·

(109.551 2×10-4ETc) 。

(3)

式中：Pt為月降水量；Pe為有效降水量(mm)，且Pe≤min(Pt, ETc)；SF為土壤水分貯存因子，通常取SF為1.0。

3.2.1.2 干旱綜合指標構(gòu)建

采用動態(tài)權(quán)重系數(shù)法，分別以單月SPI、單月SZI、單月SSDI作為識別長株潭區(qū)域氣象干旱、水文干旱和農(nóng)業(yè)干旱的單項指標。考慮到區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的年際變化、產(chǎn)業(yè)需水規(guī)律的季節(jié)性變化等因素，各類型干旱對于旱情的主導作用也將發(fā)生變化，因此需要對單項干旱指標設(shè)置動態(tài)權(quán)重，構(gòu)建反映區(qū)域整體干旱等級的綜合指標。干旱綜合指標計算公式為

MIDI=a1SPI+a2SZI+a3SSDI 。

(4)

式中：MIDI為干旱綜合指標；a1、a2、a3為單項指標的權(quán)重系數(shù)。

由于長株潭地區(qū)農(nóng)業(yè)需水具有季節(jié)性變化規(guī)律，在農(nóng)業(yè)作物的非需水季節(jié)，降水虧缺對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值不產(chǎn)生明顯影響，因此僅需在作物需水季節(jié)(4—10月份)，考慮SPI和SSDI的權(quán)重系數(shù)；當發(fā)生輕度水文干旱時，由于城鎮(zhèn)供水保證率高于農(nóng)業(yè)，此時水文干旱對社會經(jīng)濟系統(tǒng)基本不造成損失，SZI權(quán)重設(shè)為0；隨著SZI的繼續(xù)降低，城鎮(zhèn)和農(nóng)業(yè)正常需水均將發(fā)生破壞，且由于城鎮(zhèn)供水的單位用水效益高于農(nóng)業(yè)，SZI的權(quán)重占比將隨著水文干旱等級的增加而增長，在極端干旱情況下，城鎮(zhèn)與農(nóng)業(yè)干旱權(quán)重為產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例。由此，得到各單項指標權(quán)重系數(shù)的計算公式為

(5)

式中:bi為權(quán)重系數(shù);Pi為第i產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值;Di為第i產(chǎn)業(yè)的損失變化系數(shù)(反映不同產(chǎn)業(yè)干旱損失程度)，i為產(chǎn)業(yè)類型對應的數(shù)值，本文劃分為農(nóng)業(yè)、城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)(工業(yè)、建筑業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)等)，對應的i分別為1和2。當干旱月份為農(nóng)業(yè)非需水季節(jié)時(1—3月份、11—12月份)，由于農(nóng)業(yè)無干旱損失，此時農(nóng)業(yè)干旱指標的損失變化系數(shù)為0， 4—10月份時，Di為從0到1變化的多項式函數(shù)(輕旱以上時農(nóng)業(yè)Di為1，城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)Di隨干旱等級的發(fā)展，逐漸趨向1)，可采用式(6)計算得到。

(6)

式中：A為輕旱(以SZI為指標)對應的干旱烈度；B為極端干旱下烈度；Ci為當前干旱烈度；θ為多項式函數(shù)的冪參數(shù)(初步取值3)；Pi為第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；P為農(nóng)業(yè)產(chǎn)值。

3.2.2 干旱識別及頻率計算方法

考慮到干旱具有隨時間緩慢發(fā)展，呈現(xiàn)干旱歷時、烈度、范圍等多種特征和累積變化效應，本次研究采用游程理論識別干旱事件，并對場次干旱的歷時和烈度進行評價[23-24]。游程理論識別類似于閾值判別法，通過設(shè)定干旱指標閾值R0、R1和R2，可得出干旱歷時、干旱烈度，并實現(xiàn)相鄰干旱過程的合并、小干旱過程的取舍判別。其中干旱歷時指干旱過程開始至結(jié)束所持續(xù)的時間；干旱烈度指干旱過程中干旱指標值與干旱閾值之差的累積和，因此當以月為時間尺度時，可計算得到年度或幾個月的累積干旱烈度。

在干旱識別結(jié)果基礎(chǔ)上，利用Copula函數(shù)法分析干旱歷時與烈度的聯(lián)合分布特征[23-25]，并計算干旱發(fā)生的頻率和重現(xiàn)期，為干旱演變特征分析提供基礎(chǔ)。計算公式為

FD,S(d,s)=exp{-[(-lnu)θ+(-lnv)θ]1/θ} 。

(7)

式中：FD,S(d,s)為干旱歷時d與烈度s的聯(lián)合分布函數(shù)；u和v為兩個獨立累積分布函數(shù)，u為FD(d)，v為FS(s)；θ為參數(shù)，可通過干旱歷時與烈度間的Kendall相關(guān)系數(shù)求出。

3.2.3 干旱演變特征分析方法

本論文依據(jù)MIDI綜合干旱識別結(jié)果，采用多尺度統(tǒng)計方法[26]，分析綜合干旱的月尺度、季尺度和年尺度變化特征。針對月尺度MIDI，統(tǒng)計各月份輕旱、中旱、重旱、特旱的發(fā)生次數(shù)，分析不同月份下各等級干旱的發(fā)生頻次、年際變化規(guī)律，以及干旱產(chǎn)生的可能原因；針對季尺度干旱，統(tǒng)計不同地區(qū)、不同季節(jié)的干旱發(fā)生頻次，研究干旱的季節(jié)性變化規(guī)律；針對年尺度干旱，分析干旱烈度、干旱歷時的年際變化趨勢，以揭示綜合干旱的整體變化趨勢。

4 結(jié)果分析與討論

4.1 綜合干旱指標的確定

4.1.1 單項干旱指標與實際旱情的相關(guān)性分析

以長株潭11個縣市單元為研究對象，采用基于游程理論的干旱識別方法[27](閾值R0、R1、R2分別取0、-0.5和-1.0)，識別11個縣市1961—2018年期間基于SPI、SZI、SSDI三類指標的干旱事件，并統(tǒng)計出各指標干旱歷時，與中國水旱災害公報、湖南省氣象災害監(jiān)測公報、湖南省抗旱規(guī)劃以及相關(guān)文獻中記載的長株潭地區(qū)實際干旱過程進行對比。以2003年為典型干旱年份，干旱歷時過程對比見表2。由表2可以看出，由于實際干旱過程更加關(guān)注致災月份，理論計算干旱歷時的時間跨度總體上高于實際記載，且基于SZI識別的干旱過程，其發(fā)生月份較SPI、SSDI干旱、實際記載干旱過程存在一定的時間滯后現(xiàn)象(原因為：水文干旱、農(nóng)業(yè)干旱發(fā)生時間滯后于氣象干旱，11—12月份為非農(nóng)業(yè)灌溉需水期，因此實際記載干旱歷時中少有11—12月份)。

表2 不同指標識別干旱過程結(jié)果對比(2003年，典型干旱年)Table 2 Comparison of drought identification resultsamong different indicators in typical drought year 2003

為了確定干旱綜合指標對應單項指標的權(quán)重系數(shù)，更加準確刻畫區(qū)域總體旱情，本文對各單項指標計算結(jié)果的優(yōu)缺點進行了分析。選取干旱受旱面積、因旱減少供水量[27-29]為實際旱情數(shù)據(jù)，以2003年夏季(6—8月份)干旱為典型，分析11個縣市SPI、SZI、SSDI三類指標干旱烈度與實際記載干旱受旱面積比例的相關(guān)性，見圖2；以株洲市1990—2007年實際因旱減少供水量資料為依據(jù)，對比累積干旱烈度與因旱減少供水量，見圖3。由圖2和圖3可以看出：實際受旱面積比例(受旱面積占播種面積的比例)與SSDI相關(guān)性較強，決定系數(shù)在0.8以上，其次為SPI，SZI與受旱面積比例無顯著相關(guān)性；然而SZI與因旱減少供水量相關(guān)性較強，高于SPI和SZI的相關(guān)性。

圖2 2003年夏季(6—8月份)累積干旱烈度與受旱面積相關(guān)關(guān)系Fig.2 Correlation between cumulative droughtintensity and drought affected area in summer of 2003 (June to August)

圖3 累積干旱烈度與因旱減少供水量相關(guān)關(guān)系Fig.3 Correlation between cumulative drought intensityand water supply reduction due to drought

綜上分析可知，SPI和SSDI與作物受旱情況相關(guān)性較好，可較好地描述農(nóng)業(yè)干旱等級，SZI更加適用于刻畫以地表徑流為水源區(qū)域的城鎮(zhèn)干旱等級。

4.1.2 動態(tài)權(quán)重系數(shù)確定與綜合干旱指標構(gòu)建

在上述單項指標與旱情的相關(guān)性分析基礎(chǔ)上，采用3.2.1節(jié)中方法，設(shè)置各單項指標的動態(tài)權(quán)重系數(shù)，計算得到長株潭地區(qū)2006—2019年城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)干旱指標權(quán)重與農(nóng)業(yè)干旱指標權(quán)重的比值變化情況，見圖4。由圖4可以看出，當標準化水位指數(shù)SZI為-1.5及以上時，SZI的權(quán)重低于SPI和SSDI，隨著年份變化，由于城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比例不斷增加，其相應的權(quán)重比例也隨之增加；當SZI低于-2.0時，城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)干旱將成為區(qū)域旱情的主導。

圖4 長株潭地區(qū)城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)權(quán)重比值年際變化Fig.4 Interannual variations of dynamic weightcoefficient ratio in Changsha-Zhuzhou-Xiangtan region

4.2 指標適用性分析

基于4.1節(jié)構(gòu)建的干旱綜合指標，將各縣市干旱綜合指標平均值作為長株潭區(qū)域綜合干旱指標，采用游程理論，識別1961—2018年區(qū)域干旱過程，以年度累積干旱烈度為標準，選取最嚴重典型干旱年份，對比分析各典型年份累計干旱烈度與實際記載受旱面積的變化趨勢(實測區(qū)域旱災損失的長序列資料較缺乏，本文僅以受旱面積作為實測資料分析驗證)，結(jié)果見圖5。典型干旱年(理論)、典型干旱年(實際)分別對應累積干旱烈度及受旱面積，1畝≈666.67 m2。由圖5可以看出，基于區(qū)域綜合指標的典型干旱年份與實際記載典型干旱年份及其排序總體保持一致，能夠反映區(qū)域總體旱情。

圖5 基于MIDI的年累積干旱烈度與實際受旱面積對比分析Fig.5 Comparison of annual cumulative droughtintensity and actual drought affected area basedon MIDI

在干旱指標空間分布上，本文選取2018年春季(3—5月份)干旱為典型時段，計算各氣象、水文站點的MIDI干旱指標進行空間插值(IDW反距離插值)，結(jié)果見圖6。通過對比分析可以看出，MIDI綜合指標干旱等級與SPI、SZI和SSDI指標干旱等級的空間變化趨勢總體一致，相比單項指標，MIDI綜合指標能夠反映以地表徑流為主要水源區(qū)域(湘江沿岸城鎮(zhèn)以水文干旱為主導)旱情，同時能夠揭示糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)旱情，更加適用于區(qū)域旱情總體評估。

圖6 2018年春季(3—5月份)干旱空間分布情況Fig.6 Spatial distribution of drought in spring of 2018 (March to May)

4.3 基于綜合干旱指標的干旱特征分析

4.3.1 干旱特征空間格局

基于IDW插值得到各縣市單元MIDI綜合指標序列，采用游程理論識別干旱過程，并計算其歷時與烈度的聯(lián)合重現(xiàn)期(頻率)，結(jié)果如表3所示。

表3 長株潭地區(qū)1961—2018年歷史干旱識別及頻率計算結(jié)果Table 3 Result of historic drought identification andfrequency calculation results for Changsha-Zhuzhou-Xiangtan region from 1961 to 2018

從干旱年內(nèi)年際變化看，平均每年約發(fā)生1.3次干旱，單次干旱歷時約2個月，平均烈度為1.3，重現(xiàn)期約7.4 a，1961—2018年期間較為嚴重的干旱事件主要集中在1963年、2011年和2018年，這一結(jié)果與歷史記載干旱區(qū)域旱情總體一致。根據(jù)《湖南省水旱災害》附件統(tǒng)計，1963年湖南省受災面積為近幾十年之最；根據(jù)相關(guān)文獻和分析成果[13]，2011年湘江長株潭段發(fā)生了持續(xù)性低水位，其中長沙站跌破歷史最低水位；根據(jù)《中國水旱災害公報》《湖南氣候變化監(jiān)測公報》，2018年以長株潭地區(qū)為代表的湘中地區(qū)發(fā)生了持續(xù)性高溫少雨天氣，干旱災害嚴重。

從干旱事件空間分布看，各縣市單元近幾十年干旱總次數(shù)、平均干旱歷時、烈度和重現(xiàn)期差異不大，然而由于不同地區(qū)氣象、水文和下墊面空間分布的差異，以及干旱事件分割等因素，最大重現(xiàn)期的干旱事件發(fā)生年份存在較大差異。

4.3.2 干旱特征時間演變規(guī)律

采用多尺度分析方法，分別從月、季和年3種時間尺度，分析長株潭地區(qū)MIDI綜合干旱的變化特征，結(jié)果見圖7—圖9?？梢钥闯觯?8 a期間，長株潭地區(qū)輕度以上干旱主要集中8—11月份，且以輕旱和中旱為主；重旱、特旱主要集中在3—6月份、11—12月份。

圖7 長株潭地區(qū)綜合干旱年內(nèi)變化情況Fig.7 Monthly change of comprehensive drought inChangsha-Zhuzhou-Xiangtan region

圖8 長株潭地區(qū)綜合干旱年際變化情況Fig.8 Interannual variation of comprehensive droughtin Changsha-Zhuzhou-Xiangtan region

圖9 長株潭地區(qū)綜合干旱不同年代空間變化情況Fig.9 Spatial variation of comprehensive drought overdifferent years in Changsha-Zhuzhou-Xiangtan region

從年尺度干旱指標來看，近58 a來，隨著來水豐枯變化，旱情相應呈現(xiàn)年際波動變化特征，其中1963—1975年、2006—2018年兩個時期，極端干旱發(fā)生頻次相對更高，累積干旱烈度高于1976—2005年期間，這一變化與《中國水旱災害公報》中近年來湖南省農(nóng)業(yè)受災面積和因旱飲水困難人口變化趨勢基本一致。近20 a來干旱烈度呈現(xiàn)一定的上升趨勢，以株洲為例，2018年累積干旱烈度為近58 a之最。

5 結(jié)論與展望

本文在SPI、SZI、SSDI等單項干旱指標基礎(chǔ)上，提出了基于動態(tài)權(quán)重系數(shù)法的綜合干旱指標MIDI，并對指標的適用性進行了分析驗證。以長株潭地區(qū)11個縣市單元為研究區(qū)，計算了近58 a各干旱事件的歷時、烈度和發(fā)生頻率，采用多尺度分析方法，分析了長株潭地區(qū)月、季和年3種時間尺度的演變規(guī)律。主要結(jié)論如下：

(1)SPI、SZI對于不同水源、行業(yè)類型干旱評價各具優(yōu)勢，SPI、SSDI年干旱累積烈度與農(nóng)業(yè)受旱面積率相關(guān)性相對較高；SZI干旱烈度與城鎮(zhèn)因旱減少供水量相關(guān)性較高，更適用于依靠地表徑流為主要供水水源的城鎮(zhèn)干旱評價。

(2) 綜合干旱指標MIDI可通過設(shè)置合理的單項指標閾值，對多水源和產(chǎn)業(yè)類型的區(qū)域旱情進行評價。本研究考慮到區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的年際變化、產(chǎn)業(yè)需水規(guī)律的季節(jié)性變化等因素，在不同時間階段，各單項指標干旱對于旱情的主導作用存在差異，據(jù)此提出了隨年份、月份變化的單項指標動態(tài)權(quán)重系數(shù)。根據(jù)分析結(jié)果，當標準化水位指數(shù)SZI為-1.5及以上時，SZI的權(quán)重低于SPI和SSDI，隨著年份變化，由于城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比例不斷增加，其相應的權(quán)重比例也隨之增加；當SZI低于-2.0時，城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)干旱將成為區(qū)域旱情的主導。

(3)基于綜合干旱指標MIDI，對長株潭地區(qū)1961—2018年干旱演變趨勢、典型年干旱空間分布特征進行了分析，結(jié)果表明：隨著來水豐枯變化，旱情相應呈現(xiàn)年際波動變化特征?；趨^(qū)域綜合指標的典型干旱年份與實際記載典型干旱年份及其排序總體保持一致，能夠反映區(qū)域總體旱情；MIDI綜合指標干旱等級與SPI、SZI和SSDI干旱等級的空間變化趨勢總體一致，當多種指標結(jié)果存在方向上的差異時，綜合指標可作緩和處理，其結(jié)果以發(fā)揮主導作用的單項干旱指標結(jié)果為主，能夠解決干旱發(fā)展演變的非線性復雜變化問題。研究結(jié)果可為區(qū)域綜合旱情評價、旱情監(jiān)測預警等提供參考。