近50年黃河三角洲降水量特征分析與情勢(shì)預(yù)測(cè)

于蘭蘭，劉 健，李素玲，張厚升

（1.山東理工大學(xué) 電氣與電子工程學(xué)院，山東 淄博 255091；2.山東省水利科學(xué)研究院 山東省水資源與水環(huán)境重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，山東 濟(jì)南 250013）

水乃生命之源，是人類賴以生存不可缺少的物質(zhì)，也是生態(tài)與環(huán)境平衡、作物成長(zhǎng)與發(fā)育的決定性因素.在氣候變化［1］和人類活動(dòng)的共同影響下，黃河三角洲地區(qū)水資源比較匱乏，流域生態(tài)環(huán)境的和諧與社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展也受到了很大的影響.因此，加強(qiáng)黃河三角洲地區(qū)水資源管理與可持續(xù)利用已勢(shì)在必行.

降水是黃河三角洲區(qū)域水資源的根本來(lái)源，但受季風(fēng)環(huán)流與大氣環(huán)流的影響，不同區(qū)域降水量差異很大，并且季節(jié)分配亦極其不均勻，對(duì)黃河三角洲區(qū)域的作物生長(zhǎng)產(chǎn)生重要的影響［2］.因此，研究黃河三角洲流域降水量的時(shí)空分布與特征［3］對(duì)了解各地區(qū)水資源的合理開發(fā)與持續(xù)利用具有重要意義.本文基于黃河三角洲地區(qū)國(guó)家級(jí)氣象站東營(yíng)站與廣饒、墾利、利津、河口四個(gè)省級(jí)氣象站的觀察數(shù)據(jù)，分別采用Mann－Kendall非參數(shù)檢驗(yàn)法［4］與反距離權(quán)重插值法［5］分析黃河三角洲地區(qū)降水量的時(shí)空變化特征［6］.本項(xiàng)研究，將為合理調(diào)蓄水資源，提高水資源的綜合利用效率，改善黃河三角洲區(qū)域的水生態(tài)環(huán)境，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展提供科學(xué)依據(jù).

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與分析方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)包括上述5個(gè)氣象站的最高氣溫、最低氣溫、平均氣溫、日照時(shí)數(shù)、2m高風(fēng)速、大氣壓與相對(duì)濕度等，該實(shí)測(cè)數(shù)據(jù)由中國(guó)氣象局國(guó)家氣候中心資料管理室提供，分析數(shù)據(jù)的時(shí)間序列為1961～2006年.

這些氣象要素?cái)?shù)據(jù)中，日照時(shí)數(shù)的缺失率最高，約為1.58%，日平均氣溫的缺失率最低，約為0.05%，其它要素?cái)?shù)據(jù)的缺失率均在0.56%以下.另外，采用Cumulative deviations（Q／n－0.5，R／n－0.5）、Bayesian procedures（U，A）與Von Neumann ration（N）3種統(tǒng)計(jì)方法對(duì)氣象觀測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行一致性檢驗(yàn)［7］，同時(shí)，參閱文獻(xiàn)［8］對(duì)缺失的數(shù)據(jù)采用時(shí)間插值和空間插值兩種方法進(jìn)行插補(bǔ)處理.檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有的氣象觀測(cè)數(shù)據(jù)均通過(guò)95%置信度的均一性檢驗(yàn).

1.2 分析方法

常用的氣象要素變化趨勢(shì)及突變檢驗(yàn)方法有線性傾向估計(jì)法、要素趨勢(shì)判斷法、旋轉(zhuǎn)主因子法.但線性傾向估計(jì)法的精度不能滿足多變性要求，要素趨勢(shì)判斷法無(wú)法檢測(cè)突變點(diǎn)，而且分析精度不高，旋轉(zhuǎn)主因子法容易產(chǎn)生失效因子而影響分析結(jié)果的準(zhǔn)確性.因此，本文采用世界氣象組織推薦的Mann－Kendall非參數(shù)檢驗(yàn)法進(jìn)行計(jì)算［9］.Kendall統(tǒng)計(jì)量τ、方差和標(biāo)準(zhǔn)化變量M的計(jì)算式分別為

式中，Q為降水系列所有對(duì)偶觀測(cè)值（Pi，Pj，i＜j）中Ri＜Rj出現(xiàn)的次數(shù)；N為系列長(zhǎng)度.

MK檢驗(yàn)通過(guò)計(jì)算所得M的正負(fù)來(lái)判別氣象要素的變化趨勢(shì).如果M值為正，則表示序列具有上升趨勢(shì)；反之，如果M值為負(fù)，則表示序列具有下降趨勢(shì).當(dāng)超越臨界曲線時(shí)，表示上升或者下降速度加快.另一方面，MK檢驗(yàn)通過(guò)尋找UF與UB曲線的交點(diǎn)位置確定突變始發(fā)點(diǎn).該方法的優(yōu)點(diǎn)是數(shù)據(jù)序列不會(huì)受少數(shù)異常值的干擾，同時(shí)也不需要遵從一定的規(guī)律［10］.采用MK法對(duì)黃河三角洲降水量的變化趨勢(shì)進(jìn)行分析，得到各站的統(tǒng)計(jì)參數(shù)M，再采用IDW法進(jìn)行插值，得到黃河三角洲降水量的空間變換特征.

2 降水量時(shí)空變化特征分析

2.1 時(shí)間變化特征分析

2.1.1 年內(nèi)變化

對(duì)黃河三角洲地區(qū)5個(gè)氣象站的逐日降水量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，其多年（1961－2006年）平均降水量約為620mm.其中，春季（3～5月）為96.1mm，約占全年的15.5%；夏季（6～8月）為344.2mm，約占全年的55.5%；秋季（9～11月）為104.7mm，約占全年的16.9%；冬季（12～2月）為75.1mm，約占全年的12.1%.具體分布如圖1所示.

圖1 黃河三角洲多年平均降水量季節(jié)分配

2.1.2 年際變化

黃河三角洲地區(qū)降水量多年變化線性趨勢(shì)如圖2所示.由圖可知，自1961～2006年黃河三角洲地區(qū)的降水量呈現(xiàn)顯著的下降趨勢(shì)，經(jīng)統(tǒng)計(jì)其下降率約為98.1mm／10a.Mann－Kendall非參數(shù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值約為－3.19，并且置信度檢驗(yàn)達(dá)到99%.

由年際變化來(lái)看，黃河三角洲地區(qū)的降水量在20世紀(jì)70年代的中后期發(fā)生突變，通過(guò)MK檢驗(yàn)可以看到突變發(fā)生的時(shí)間點(diǎn)為1976年.1976年之后，黃河三角洲地區(qū)的降水量呈現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì)，1977～2006年平均降水量比1961～1976年平均降水量低約300mm，MK檢驗(yàn)結(jié)果如圖3所示.

圖2 多年降水量線性變化趨勢(shì)（1961～2006年）

圖3 降水量MK突變檢驗(yàn)結(jié)果（1961～2006年）

2.2 空間變化特征分析

采用IDW法分別對(duì)1976年突變前后（即1961～1976年和1977～2006年）各氣象站的多年平均降水量及突變前后的差值進(jìn)行空間插值，其中1961～1976年平均降水量的等值線圖如圖4所示，1977～2006年平均降水量的等值線圖如圖5所示，突變前后差值的空間分布如圖6所示.

圖4 多年平均降水量等值線圖（1961～1976）

圖5 多年平均降水量等值線圖（1977～2006）

圖6 突變前后多年平均降水量差值空間分布圖

由圖5與圖6可知，黃河三角洲地區(qū)的降水量從東部、東南部逐步向西部遞減，其中1961～1976年由890mm遞減到750mm，1977～2006年由570mm遞減到540mm左右.突變前后的變化值的空間分布同樣是由東南部、東部向西部?jī)?nèi)陸遞減，其中東營(yíng)站附近突變減小值最大，在310mm以上，廣饒站在300mm左右，墾利站在270mm左右，河口站在240mm左右，墾利站最小在210mm左右.

3 未來(lái)降水量情勢(shì)預(yù)測(cè)

基于以上降水量時(shí)空變化特征分析方法，對(duì)黃河三角洲地區(qū)2011～2045年降水量的年際線性變化趨勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)，結(jié)果如圖7所示.可以看出，未來(lái)30幾年里，黃河三角洲地區(qū)降水量呈現(xiàn)緩慢的下降趨勢(shì)，下降速率約為15.4mm／10a.

圖7 黃河三角洲未來(lái)降水量年際變化（2011～2045年）

同時(shí)，對(duì)黃河三角洲地區(qū)2011～2045年降水量進(jìn)行MK檢驗(yàn)，結(jié)果如圖8所示.MK統(tǒng)計(jì)值為－0.72，其中2011～2033年呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，2033年后逐步有所回升，變化均通過(guò)95%的置信度檢驗(yàn).

圖8 黃河三角洲未來(lái)降水量變化MK檢測(cè)（2011～2045年）

4 結(jié)論與建議

采用Cumulative deviations（Q／n－0.5，R／n－0.5）、Bayesian procedures（U，A）與Von Neumann ration（N）統(tǒng)計(jì)分析、Mann－Kendall非參數(shù)檢驗(yàn)、反距離權(quán)重（Inverse distance weight，IDW）法分析1961～2006年以來(lái)黃河三角洲地區(qū)降水量的時(shí)空變化特征，主要分析結(jié)果為:

（1）1961～2006年以來(lái)，黃河三角洲地區(qū)多年平均降水量約為621.1mm.其中，夏季（6～8月）和秋季（9～11月）降水量占全年的72.4%，春季占15.5%，冬季占12.1%.從長(zhǎng)時(shí)間序列來(lái)看，黃河三角洲地區(qū)降水量存在緩慢下降的趨勢(shì)，下降速率99.3mm／10a，減少趨勢(shì)通過(guò)99%置信度檢驗(yàn).并且在1976年左右發(fā)生突變，之后呈現(xiàn)顯著下降趨勢(shì).

（2）從空間變化而言，降水量從東部、東南部逐步向西部遞減，其中1961～1976年由890mm遞減到750mm，1977～2006年由570mm遞減到540mm左右.對(duì)比突變前后的變化值，大部分地區(qū)降水量減少值在210～310mm左右.

通過(guò)2011～2045年降水量變化的情勢(shì)預(yù)測(cè)，結(jié)合黃河三角洲的實(shí)際狀況，對(duì)水資源的可持續(xù)利用建議如下:

（1）大力倡導(dǎo)節(jié)約用水，努力促進(jìn)節(jié)水型社會(huì)建設(shè).樹立以供定需的觀念，積極調(diào)整種植結(jié)構(gòu)，推廣節(jié)水灌溉，發(fā)展旱作農(nóng)業(yè)；建立水權(quán)轉(zhuǎn)讓制度，農(nóng)業(yè)節(jié)水轉(zhuǎn)換給工業(yè)；建立合理的水價(jià)形成機(jī)制，鼓勵(lì)公眾的參與，促進(jìn)節(jié)水社會(huì)化.

（2）當(dāng)?shù)厮?、客水合理調(diào)配，優(yōu)化利用.本研究結(jié)果表明，黃河三角洲當(dāng)?shù)厮Y源未來(lái)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，因此要充分利用山東省分配的引黃客水，提高客水利用量.

（3）拓寬開源渠道，增加可供水量.在保證黃河大堤安全又不惡化水環(huán)境的條件下，采用淺井、聯(lián)井及廊道井等形式進(jìn)行小范圍的地下水資源開發(fā).

（4）加大水污染防治工作力度，提高水源水質(zhì).要實(shí)行污染總量控制和排污許可證制度，積極搞好河道污染治理，嚴(yán)格控制污染物排放.積極做好城市污水處理和垃圾處理設(shè)施建設(shè)，提高整個(gè)三角洲地區(qū)污水和垃圾處理率.

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