汉江流域1951_2003年降水气温时空变化趋势分析

析序列 x 的趋势变化 ,而且可以明确突变的时间 ,
指出突变的区域 。若 U Fk 值大于 0 ,则表明序列呈
上升趋势 ,小于 0 则表明呈下降趋势 ,当它们超过临
界直线时 ,表明上升或下降趋势显著 。如果 U Fk 和
UB k两条曲线出现交点 ,且交点在临界直线之间 ,
①长江流域规划办公室. 汉江丹江口水利枢纽水库调度工作手册[ R ] . 湖北 :丹江口水利枢纽管理局 ,1983. 1～3.
+ 1 ( xj - xk) > 0 其中 Sgn ( x j - x k ) = 0 ( x j - x k ) = 0 (1)
- 1 ( xj - xk) < 0 S 为正态分布 , 其均值为 0 , 方差 Var ( S) =
∑ [ n( n - 1) (2 n + 5) - t t ( t - 1) (2 t + 5) ]/ 18 。这里 ∑ t 为任意给定结点的范围 , t 是所有结点的和 , 当
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长江流域资源与环境 第 15 卷
那么交点对应的时刻就是突变开始的时刻 。
已有研究表明 ,我国降水和气温受全球气候变 化的影响[2 ,3] ,例如厄尔尼诺事件发生过程同长江 流域降水的异常变化过程是吻合的[4] 。汉江流域属 于北亚热带季风气候区 ,气候垂直分布明显 ,流域幅 员广阔 ,光 、热和水资源空间差异大 ,加上区内垂直 地带性十分显著 ,从而形成了多样化的气候地带 ,是
图 1 汉江流域示意图 Fig. 1 Sketch Map of t he Hanjiang Basin
1. 2 方法
1. 2. 1 Mann2Kendall 检验
在时间序列趋势分析中 ,Mann2Kendall 检验是
世界气象组织推荐并已广泛使用的非参数检验方
法 ,最初由 Mann 和 Kendall 提出[10 ,11 ] ,许多学者不
i =1 j
其中
1 aij =
0
xi xi
> xj
≥xj
1
≤j
≤i
(3)
定义统计变量 :
U Fk = [ sk - E( sk ) ] ( k = 1 , 2 , …, n) (4) Var (sk)
式中
源自文库
E( sk) = k ( k + 1) / 4 ,
Var ( sk) = k ( k - 1) (2 k + 5) / 72
陈 华1 ,郭生练1 ,郭海晋2 ,徐高洪1 ,2 ,徐德龙2
(1. 武汉大学水资源与水电工程科学国家重点实验室 ,湖北 武汉 430072 ;2. 长江水利委员会水文局 ,湖北 武汉 430010)
摘 要 :利用 Mann2Kendall 检验方法和空间插值方法 ,分析了 1951～2003 年汉江流域年和春 、夏 、秋 、冬四季降水和 气温变化趋势的时空分布 ,并重点分析了丹江口水库上游年降水 、年平均气温和北半球气温的变化趋势及相互间的 联系 。分析发现 ,在显著性水平α= 0. 1 上 ,近 50 年来汉江流域大部分地区降水没有明显的变化趋势 ,气温呈上升趋 势 。丹江口水库上游降水在 1991 年发生突变 ,从 20 世纪 80 年代多雨期进入 90 年代少雨期 ,80 年代平均降水比 1951～2003 年多年平均降水多 9. 7 % ,90 年代平均降水比多年平均降水少 11. 6 % ;上游平均气温 90 年代比多年平 均气温高 0. 2 ℃,而同期北半球的平均气温也比多年平均高了 0. 3 ℃,上游气温同北半球气温同步上升 ,而上游降水 变化受北半球气温升高的影响不断减少 ,两者之间存在反相关系 。分析成果有助于进一步研究气候变化对汉江流 域水资源和防洪安全的影响 ,也将为南水北调中线工程的顺利实施提供科学依据 。
1. 1 数据 数据包括 1951～2003 年期间汉江流域 14 个站
点观测的月气温和月降水资料 ,主要由中国气象局
收稿日期 :2005206213 ;修回日期 :2005207221 基金项目 :国家重大基础研究前期专项 (2003CCA00200) 、教育部重点科技研究项目 (104204) 资助. 作者简介 :陈 华 (1977～ ) ,男 ,福建省建瓯人 ,博士研究生 ,主要研究方向为气候变化对水资源的影响. E2mail : ch97053 @163. co m
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第 3 期 陈 华等 :汉江流域 1951～2003 年降水气温时空变化趋势分析
利用 1951～2003 年北半球气温和汉江流域 14 个气象站的月降水和月平均气温资料 ,对汉江流域 降水和气温进行趋势分析 ,并同北半球气温变化趋 势相比较 ,揭示汉江流域降水和气温的演变趋势 ,以 及是否受全球气候变化的影响 ,为水资源合理配置 和南水北调中线调水提供科学依据 。
1 数据和方法
表 1 汉江流域降水气温变化趋势分析表 Tab. 1 Analysis of Mann2Kendall Changing Trends of t he
Precipitatio n and Temperat ure in Hanjiang Basin
区域
统计值
年
春
夏
秋
冬
上游
降雨 气温
- 0. 90 - 1. 11 - 0. 38 - 1. 09 - 0. 81 0. 07 0. 07 - 2. 38 3 - 0. 44 2. 19 3
第 15 卷第 3 期 2006 年 5 月
长江流域资源与环境 Reso urces and Enviro nment in t he Yangtze Basin
Vol. 15 No . 3 May 2006
文章编号 :100428227 (2006) 0320340206
汉江流域 1951～2003 年降水气温时空变化趋势分析
断应用 Mann2Kendall 方法来分析降水 、径流 、气温 和水质等要素时间序列的趋势变化[12～15 ] 。Mann2
Kendall 检验不需要样本遵从一定的分布 ,也不受
少数异常值的干扰 ,适用水文 、气象等非正态分布的
数据 ,计算简便 。
在 Mann2Kendall 检验中 ,原假设 H0 : 时间序
据设置的权重参数和搜索相邻站点的个数 ,自动选
取相邻最近的站点 。设置相对高的权重 ,空间分布
越能反映真实情况 ,这里取权重参数为 4 和相邻站
点的个数为 3 。
2 降水气温分析
利用 Mann2Kendall 检验汉江流域 14 个站点降 水和气温的变化趋势 ,并将其统计值 z 应用空间插 值 IDW 方法 ,获得汉江流域降水和气温变化趋势的 空间分布特征 ,如图 2 所示 。考虑到单站实测资料 存在一定的片面性 ,同时检验了上游 、中游和下游平 均降水和气温的变化趋势 ,具体结果如表 1 所示 ,取 显著性水平α= 0. 1 ,其相应的 Z1 - α/ 2 = 1. 28 。
我国降水变率比较大 、多旱涝灾害的地区之一 。由 于汉江流域气候的多样性及其在我国的战略地位 , 许多学者研究了气候变化或异常对汉江流域水文水 资源的影响和汉江流域可持续发展的战略问 题[4 ,9 ] 。自 20 世纪 90 年代以来 ,汉江流域持续干 旱 ,对流域的生态环境 、水资源合理配置和供水等各 方面带来了巨大影响 。而且南水北调中线工程已于 2003 年正式动工 ,预计于 2010 年完成 ,因此 ,必须 认清和掌握汉江流域降水和气温时空变化趋势 ,以 及汉江流域气候变化同全球气候变化之间的联系 。
(5)
U Fi 为标准正态分布 , 给定显著性水平α, 若
| U Fi | > Uα/ 2 ,则表明序列存在明显的趋势变化 。
将时间序列 x 按逆序排列 ,再按上式计算 ,同时
使
UB k
k′=
= - U Fk′ ( k n+1 - k
=
1 ,2 ,
…, n)
(6)
通过分析统计序列 U Fk 和 UB k 可以进一步分
n
n
∑ ∑ ^Z ( x0 ) = λi Z ( xi ) λi = 1
(7)
i =1
i =1
权重系数通过下式计算 :
n
∑ λi = hi- p /
h-j p
(8)
j =1
hi 为相邻点到插值点的距离 , p 和 n 为权重参
数和相邻站点的个数 。在 ArcInfo 中 , IDW 方法根
下降趋势 。对于统计变量 z 大于 0 时 , 是上趋势 , 小 于 0 时 ,则是下降趋势 。
当 Mann2Kendall 检验进一步用于检验序列突 变时 ,检验统计量同上述 z 有所不同 ,通过构造一秩
序列[16 ] :
k i- 1
∑∑ sk =
aij ( k = 2 , 3 , 4 , …, n)
1. 2. 2 空间插值方法
空间插值方法选用距离倒数插值法 ( IDW) ,趋
势统计值通过应用 IDW 方法进行空间插值 ,并在
GIS 软件 ArcInfo 中生成相应的栅格数据 。IDW 方
法假设某一块面积被其邻近点影响大 ,而离它远的
点影响小 ,是根据空间离散点观测数据生成空间连
续分布的一种常见方法 ,其计算式 :
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国家气候中心提供 。根据流域的特点 ,将汉江流域 干流分为上 、中 、下 3 个区域 ① ,具体划分见图 1 。汉 江流域 14 个气象站点分布如图 1 所示 ,其中上游有 7 个测站 ,中游有 5 个测站 ,下游有 2 个测站 ,站点 分布均匀 ,在全流域中具有代表性 。鉴于各站建站 时间不一样 ,利用已有较长序列的站点数据 ,采用线 性回归法 ,将较短的时间序列插补延长 ,使各站的降 水和气温时间序列长度统一在 1951～2003 年时段 内 。北半球气温资料由英国诺里奇 East Anglia 大 学的气候研究小组提供 。为减少单站实测资料的片 面性 ,同时取汉江流域上游 、中游和下游地区各站的 算术平均序列作为区域序列进行分析 。
列数据 ( x1 , …, xn) 是 n 个独立的 、随机变量同分布 的样本 ;备择假设 H1 是双边检验 :对于所有的 k , j ≤n 且 k ≠j , x k 和 x j 的分布是不相同的 ,检验的统
计变量 S 计算如下式 :
n- 1 n
∑∑ S =
Sgn ( x j - x k )
k = 1 j = k+1
关键词 :趋势分析 ;突变 ;Mann2Kendall ;汉江流域 文献标识码 :A
IPCC ( The Intergovernmental Panel o n Cli2 mate Change) 第三次全球气候评估报告指出 ,自从 工业革命以来 ,大气中的 CO2 浓度明显增大 ,使得 过去 140 年中全球平均气温升高了 0. 4 ℃～0. 8 ℃, 达到 1 000 年以来的最高值[1] 。全球大幅度气候变 暖 ,势必导致降水量的异常变化 ,而降水量异常变化 是汉江流域旱涝灾害的主要原因 ,将对汉江流域的 水资源 、农业和生态环境产生深刻影响 。汉江流域 在防洪和供水等方面在我国具有十分重要的地位 , 丹江口水库是南水北调中线工程的水源地 ,中线调 水通过长达 1 241 km 的输水路线 ,初期规模每年从 丹江口水库调 95 亿 m3 的水量到我国北方地区 ,能 有效缓解中国北方部分地区的缺水压力 。分析汉江 流域降水量的时空变化趋势 ,为保护汉江流域生态 环境和确保南水北调中线工程的顺利实施提供科学 依据 ,具有重大的意义 。
n 大于 10 时 ,标准的正态统计变量 z 通过下式计算 :
S- 1 S >0 Var ( S)
z=
0
S =0
(2)
S +1 S < 0 Var ( S) 这样 ,在双边的趋势检验中 ,在给定的α置信水 平上 ,如果 | z | ≥z1-α/ 2 ,则原假设是不可接受的 ,即 在α置信水平上 , 时间序列数据存在明显的上升或