方應(yīng)學(xué),鐘華昱,方國(guó)華,黃顯峰
(1.南水北調(diào)江蘇生態(tài)環(huán)境有限公司,江蘇 南京 210019;2.河海大學(xué)水利水電學(xué)院,江蘇 南京 210098)
受人類(lèi)活動(dòng)和氣候變化的雙重影響,水循環(huán)發(fā)生明顯變化[1]。降水作為重要的氣候因素,其長(zhǎng)期演變規(guī)律對(duì)區(qū)域水資源有著長(zhǎng)遠(yuǎn)影響,并影響著地區(qū)干旱和洪澇等自然災(zāi)害事件的發(fā)生。降水是反映氣候特征的最主要指標(biāo)之一,對(duì)其變化趨勢(shì)進(jìn)行研究具有重要意義。
本文基于江蘇省1951—2020年的月降水資料,采用Mann-Kendall檢驗(yàn)、滑動(dòng)T檢驗(yàn)和小波分析等方法,對(duì)江蘇省主汛期(6—9月)降水的趨勢(shì)、突變點(diǎn)與周期進(jìn)行分析,以期為全省洪澇災(zāi)害防御提供理論參考。研究方法主要是通過(guò)選取全省14個(gè)站點(diǎn)的1951—2020年逐月降水?dāng)?shù)據(jù),采用IDW法先插值成格點(diǎn)數(shù),再分區(qū)域平均計(jì)算得到各市的逐月平均降水量數(shù)據(jù)。
Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法是水文氣象領(lǐng)域常用的趨勢(shì)性檢驗(yàn)方法[2],假定Xi(i=1,2,…,n)為時(shí)間序列長(zhǎng)度,正態(tài)分布的統(tǒng)計(jì)量為Z。當(dāng)統(tǒng)計(jì)變量Z>0時(shí),說(shuō)明序列有上升趨勢(shì);當(dāng)Z<0時(shí),說(shuō)明序列有下降趨勢(shì)。在給定α的置信水平時(shí),如果 ||Z>Z1-α/2,則說(shuō)明序列存在顯著變化趨勢(shì)。
Mann-Kendall突變檢驗(yàn)法[2]針對(duì)時(shí)間序列Xi(i=1,2,…,n)構(gòu)造秩序列S,S表示第i個(gè)樣本中Xi>Xj(1≤j≤i)的累計(jì)數(shù)。在時(shí)間序列獨(dú)立隨機(jī)的假定下,計(jì)算S的均值E(S)、方差Var(Sk)和統(tǒng)計(jì)量UFk,將UFk按上述方法繪制逆序系列的統(tǒng)計(jì)量UBk曲線,當(dāng)2個(gè)統(tǒng)計(jì)量序列出現(xiàn)交叉點(diǎn)且該交叉點(diǎn)位于置信區(qū)間內(nèi),則認(rèn)為該點(diǎn)是時(shí)間序列發(fā)生突變的時(shí)刻。
滑動(dòng)T檢驗(yàn)[3]作為水文氣象領(lǐng)域常用的突變性檢驗(yàn)方法,通過(guò)設(shè)滑動(dòng)點(diǎn)前后2段序列總體的分布函數(shù)分別為G1(x)和G2(x),從中分別抽取容量為m1和m2的2個(gè)子序列樣本x1和x2。由T服從t分布,在給定α的置信水平時(shí),查t分布表可得臨界值tα/2。當(dāng)T>tα/2時(shí),說(shuō)明存在顯著性差異;當(dāng)T<tα/2時(shí),說(shuō)明顯著差異不存在。
采用Morlet小波分析法[4]計(jì)算降水序列的小波方差,Ψ(t)為小波函數(shù),其可通過(guò)尺度的伸縮和時(shí)間軸上的平移構(gòu)成一簇函數(shù)系。降水序列數(shù)據(jù)大多是離散的,設(shè)函數(shù)f(kΔt),(k=1,2,…,n;Δt為取樣的間隔時(shí)間),將小波系數(shù)的平方值在b域上積分,便可得到小波方差Var(a)。
3.1.1 月降水量年內(nèi)變化
通過(guò)繪制各城市月降水量年內(nèi)變化圖(圖1),發(fā)現(xiàn)站點(diǎn)按主汛期(6—9月)月降水量的峰值分布可分為3類(lèi)(Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ區(qū))。Ⅰ區(qū)呈現(xiàn)7月單峰型,即在7月達(dá)全年峰值,如圖1(a)所示,對(duì)應(yīng)城市主要位于江蘇省中部和北部地區(qū)。Ⅱ區(qū)呈現(xiàn)6月單峰型,如圖1(b)所示,對(duì)應(yīng)城市位于江蘇省南部地區(qū)。Ⅲ區(qū)為6—7月均勻型降水區(qū),即在這2個(gè)月份降水量最大且基本相等,如圖1(c)所示,對(duì)應(yīng)城市位于江蘇省南部地區(qū)。
圖1 月平均降水的年內(nèi)變化類(lèi)型
3.1.2 月降水量年際變化
將江蘇各城市按照上述降水年內(nèi)變化類(lèi)型分為3類(lèi)區(qū)域,將各區(qū)域所包含城市的月平均降水量按照地理加權(quán)平均,得到各區(qū)域的月平均降水量。將江蘇省主汛期(6—9月)月平均降水量和各區(qū)域主汛期月平均降水量分別生成降水序列曲線和趨勢(shì)線,可知江蘇省主汛期月平均降水量和各區(qū)域主汛期月平均降水量都存在明顯的豐枯更替和周期震蕩。Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)主汛期的降水量總體高于江蘇省和Ⅰ區(qū)平均降水量,各區(qū)域的降水量年際上呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì),Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)的增長(zhǎng)趨勢(shì)較為明顯,Ⅰ區(qū)僅呈現(xiàn)微弱增長(zhǎng)趨勢(shì)。
全省、Ⅰ區(qū)、Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)的主汛期月平均降水量序列所得的 ||Z值分別為1.41、0.40、1.55和1.31,進(jìn)一步驗(yàn)證了上述降水年際變化趨勢(shì)的分析結(jié)論,同時(shí)各區(qū)域計(jì)算得到的 ||Z值均小于1.96,說(shuō)明各區(qū)域的降水序列趨勢(shì)性并不顯著。對(duì)全省、Ⅰ區(qū)、Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)的主汛期月平均降水量序列進(jìn)行突變分析,可知各區(qū)域的降水量序列統(tǒng)計(jì)量曲線存在不止一個(gè)交點(diǎn),且除Ⅰ區(qū)以外,其余區(qū)域均超過(guò)邊界,說(shuō)明可能存在較為明顯的變異年份,但突變年份不唯一。根據(jù)各區(qū)域的交點(diǎn)進(jìn)行分析,各區(qū)域降水量在2013年前后發(fā)生較為明顯的變異,且變異后的主汛期降水量呈增加趨勢(shì)。
對(duì)全省、Ⅰ區(qū)、Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)的主汛期月平均降水量序列分別進(jìn)行滑動(dòng)T檢驗(yàn)。由統(tǒng)計(jì)量曲線可知,江蘇省主汛期平均月降水量和Ⅰ區(qū)的T統(tǒng)計(jì)量未超過(guò)顯著性水平的臨界值,表明長(zhǎng)系列降水量并未發(fā)生明顯突變。Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)在1963—1964年超過(guò)顯著性水平的臨界值,結(jié)合Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)分析結(jié)果,Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)的降水序列可能存在多個(gè)突變年份。
小波系數(shù)絕對(duì)值越大,表明其所對(duì)應(yīng)尺度的周期性在該時(shí)段越明顯。由全省、Ⅰ區(qū)、Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)的主汛期月平均降水量序列小波系數(shù)方差圖(圖2)可知,各區(qū)域的主汛期平均降水量具有較為相似的周期變化過(guò)程。江蘇省降水變化的第1、第2和第3主周期分別為13 a、23 a和4 a,Ⅰ區(qū)降水變化的第1、第2和第3主周期分別為13 a、24 a和4 a,Ⅱ區(qū)降水變化的第1、第2和第3主周期分別為13 a、30 a和5 a,Ⅱ區(qū)降水變化的第1、第2和第3主周期分別為13 a、8 a和22 a。整體而言,江蘇各區(qū)域降水變化主周期為13 a左右。
圖2 主汛期降水變化小波方差
本文采用Mann-Kendall檢驗(yàn)、滑動(dòng)T檢驗(yàn)和小波分析等方法,對(duì)江蘇省主汛期月降水量的趨勢(shì)性、突變性與周期性進(jìn)行分析。江蘇省內(nèi)各城市汛期降水峰值特征主要有3種類(lèi)型,將其劃分為3個(gè)主要區(qū)域,即7月主峰型(Ⅰ區(qū))、6月主峰型(Ⅱ區(qū))和6—7月均勻型(Ⅲ區(qū))。各區(qū)域的降水量年際上呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì),Ⅱ區(qū)和Ⅲ區(qū)的增長(zhǎng)趨勢(shì)較為明顯,Ⅰ區(qū)僅呈現(xiàn)微弱增長(zhǎng)趨勢(shì)。對(duì)各區(qū)域主汛期降水量進(jìn)行突變檢驗(yàn)可知,江蘇省各區(qū)域降水量在2013年前后發(fā)生較為明顯的變異,且變異后的主汛期降水量呈增加趨勢(shì)。各區(qū)域的主汛期平均降水量具有較為相似的周期變化過(guò)程,各區(qū)域的第1、第2和第3主周期相近,江蘇各區(qū)域降水變化第1主周期均為13 a左右。