氣候變化背景下的貴州草海濕地降水量特征研究

柯莉萍，鄒書平，張 艷，陳銀東,柯倉金，聶 祥

(1.貴州省威寧彝族回族苗族自治縣氣象局，貴州 威寧 553100；2.貴州省人工影響天氣辦公室，貴州 貴陽 550081；3.貴州省赫章縣氣象局，貴州 赫章 553200；4.貴州省畢節(jié)市氣象局，貴州 畢節(jié) 551700 )

0 引言

隨著氣候變化環(huán)境的不斷加劇，全球的氣候也隨之發(fā)生變化。降水是水資源的重要來源，在水資源的研究應(yīng)用方面，區(qū)域內(nèi)的降水變化特征研究已成為熱點之一。熊敏詮[1]對中國近60 a日降水量分區(qū)及氣候特征的研究結(jié)果表明，中國偏南、偏北等7個分區(qū)日降水量年均值普遍振蕩周期為24 a。李曉婧[2]基于GSMAP數(shù)據(jù)的中國大陸近5 a極端降水時空分布特征及與次生災(zāi)害關(guān)系的研究結(jié)果表明，十分規(guī)律的地帶性是中國極端降水所具有的特征。王聳等[3]對1961—2010年我國降水量變化分區(qū)及其區(qū)域特征的研究結(jié)果表明，近50 a我國降水整體呈現(xiàn)減少趨勢,而且區(qū)域差異明顯，黃淮地區(qū)降水量減少幅度最大。宮寧等[4]對中國濕地變化的驅(qū)動力分析發(fā)現(xiàn)，濕地類型的不同，對其變化的主要影響因素也不同,內(nèi)陸濕地與降水、溫度以及農(nóng)業(yè)灌溉耕作等有著密切的關(guān)系。李想[5]利用1881—2002年的降水量資料，分析黃河流域、海河流域、淮河流域的降水量特征發(fā)現(xiàn)，上述區(qū)域的降水有76 a左右的顯著性周期。余祝媛等[6]對貴州55 a降水量時空變化的研究結(jié)果表明，貴州降水時空分布極不均勻，呈南多北少，西南多東北少等特點。信忠保等[7]研究了ENSO對淮河流域的降水影響，發(fā)現(xiàn)淮河流域出現(xiàn)的降水異?，F(xiàn)象與ENSO事件間有顯著的相關(guān)性。張金鳳等[8]基于CI指數(shù)的貴州干旱時空變化規(guī)律的研究結(jié)果表明，貴州近50 a的發(fā)生干旱的頻率趨于嚴(yán)重。王泉泉等[9]對滇西北高原濕地的研究結(jié)果表明，降水量與濕地分布及香農(nóng)多樣性指數(shù)與第一、二、三產(chǎn)業(yè)值呈正相關(guān)。林梽桓等[10]對草海濕地的極端降水特征分析結(jié)果表明，21世紀(jì)以來，草海濕地的降水量總體而言，呈現(xiàn)上升趨勢。權(quán)晨等[11]對長江源區(qū)高寒退化濕地地表蒸散特征的研究結(jié)果表明，項目觀測期內(nèi)，降水量遠(yuǎn)小于蒸散量,水分虧損比較嚴(yán)重,局地蒸散對降水的很大貢獻(xiàn)。高志勇等[12]通過氣候變化對濕地生態(tài)環(huán)境及生物多樣性的影響研究結(jié)果表明，氣溫升高和降水量的減少，會嚴(yán)重影響濕地的生態(tài)環(huán)境，進(jìn)而會導(dǎo)致生物多樣性逐步減少、濕地可能退化以至于消失。李祥等[13]對1960—2013年白洋淀濕地氣候變化特征分析表明，濕地氣候?qū)χ苓叚h(huán)境氣溫變化具有一定的減緩作用。Yajun Xie等[14]研究結(jié)果表明對凋落物的分解，濕地的能力幾乎是陸地的3倍。在濕地和陸地生態(tài)系統(tǒng)中，分解率隨著年平均溫度、年平均降水量和初始N含量的增加而增加。嚴(yán)銳等[15]研究結(jié)果表明極端降水與平均氣溫之間的變化有密切聯(lián)系。

草海是貴州最大的高原天然淡水湖泊，1985年、1992年先后被貴州省政府、國務(wù)院批復(fù)為省級和國家級自然保護(hù)區(qū)。該保護(hù)區(qū)具有完整、典型的高原濕地生態(tài)系統(tǒng)，是中國著名的幾大高原湖泊之一。草海濕地位于貴州省威寧縣縣城的西南面，距離威寧國家基準(zhǔn)氣候觀測站直線距離2 km，位于104°12′～104°18′E，26°49′～26°53′N，保護(hù)區(qū)面積有120 km2, 其中水域面積46.5 km2，正常水位2171.7 m。草海濕地作為是中國的Ⅰ級重要濕地，有“天然物種庫”及“天然水庫”稱號。草海濕地是黑頸鶴等228種鳥類及多種野生動物的越冬地及繁殖棲息地之一。草海濕地在蓄水防洪方面具有獨特的優(yōu)勢，是天然 “海綿”。當(dāng)各種污水流入濕地時，其可以減緩污水流動速度，利于各種毒物和雜質(zhì)的沉淀和清除，因此對減輕環(huán)境污染也可發(fā)揮一定的作用。同時濕地在河川徑流調(diào)節(jié)、地下水補給、小氣候調(diào)節(jié)、城市居民用水、農(nóng)田灌溉、生物多樣性研究等方面具有舉足輕重的作用。濕地與降水量之間有著密切的關(guān)系，因此研究其近50 a來的降水量特征，對草海濕地的保護(hù)具有極其重要的現(xiàn)實意義。

1 資料的使用

草海濕地距離威寧國家基準(zhǔn)氣候站直線距離2 km，目前草海濕地其周邊建有5個降水量監(jiān)測點，分別為白家嘴、紅光、東山、草海和威寧國家基準(zhǔn)氣候站。前4個建設(shè)時間不足10 a，資料不全、序列較短，因此采用威寧國家基準(zhǔn)氣候站1969—2018年近50 a的地面降水量資料，該數(shù)據(jù)均經(jīng)過質(zhì)量控制，數(shù)據(jù)可靠。

2 方法

2.1 線性回歸分析法

線性回歸就是利用線性回歸方程的最小平方函數(shù)對一個或幾個自變量及應(yīng)變量間的關(guān)系進(jìn)行建模建立的一種分析方法，在氣候、水文、醫(yī)學(xué)等領(lǐng)域中被認(rèn)可。采用一元回歸法對草海濕地近50 a的降水量進(jìn)行回歸分析、多年滑動平均、極值分析、標(biāo)準(zhǔn)差等進(jìn)行統(tǒng)計。

2.2 Man-Kendall檢驗法

Man-Kendall檢驗法[16-17]是一種氣候診斷技術(shù)。在降水、氣溫、地表徑流等氣象水文分析方面得到世界氣象組織的認(rèn)可，因此在實際科研工作被大多數(shù)人所采用。

2.2.1 Man-Kendall趨勢檢驗 在Man-Kendall參數(shù)趨勢檢驗中，設(shè)時間序列數(shù)據(jù)(x1，x2，x3，x4，…，xn)，是n個獨立的、隨機(jī)變量同分布的樣本。備擇假設(shè)H1是雙邊檢驗。對于所有的i，j≤n，且i≠j，xi和xj的分布是不相同的。定義檢驗統(tǒng)計量S：

(1)

其中，Sign( )為符號函數(shù)。當(dāng)Xi-Xj<、=或>0時，Sign(Xi-Xj) 分別為-1、0 或1。S為正態(tài)分布，其均值為0，方差:

Var(S)=n(n-1)(2n+5)/18

(2)

M-K 統(tǒng)計量公式為：

(3)

在雙邊趨勢檢驗中對于給定的置信水平α，若|Z|≥Z1-α/2，則原假設(shè)H0是不可接受的，在信度α上，時間序列數(shù)據(jù)增加或減少趨勢較為明顯。 為正值表示增加趨勢，負(fù)值表示減少趨勢。|Z|分別在大于等于1.28、1.64、2.32時表示通過了信度0.9、0.95、0.99顯著性檢驗。

2.2.2 非參數(shù) Man-Kendall突變檢驗方法 設(shè)樣本序列為x1，x2，x3，x4，…，xn，Sk表示第i個樣本xi>xj(1≤j≤i)的累加數(shù)，根據(jù)統(tǒng)計量公式：

(4)

式中，j= 1,2,...,i；k= 1,2,...n。

在時間序列隨機(jī)獨立的假定下，得到Sk的樣本均值和樣本方差為：

E[Sk]=k(k-1)/4

(5)

var[Sk]=k(k-1)(2k+5)/72

(6)

式中，1≤k≤n， 將Sk標(biāo)準(zhǔn)化：

(7)

2.3 數(shù)據(jù)圖形處理

數(shù)據(jù)圖形采用origin VER8.0進(jìn)行處理。

3 結(jié)果與分析

3.1 草海濕地的年代際特征

圖1表示草海濕地1969—2018年近50 a的降水量特征，從圖來看，草海濕地近50 a多年平均值為890 mm·a-1,余祝媛等[6]研究表明草海濕地屬于貴州兩個少雨區(qū)之一。威寧地處云貴高原，平均海拔2200 m，屬于亞熱帶濕潤季風(fēng)氣候區(qū)，由于海拔及地形原因，水汽供應(yīng)不充分，導(dǎo)致降水量相對偏少。近50 a來，利用線性回歸趨勢來看，草海濕地降水量呈下降趨勢，趨勢遞減率-1.22 mm·a-1，趨勢不明顯。利用Man-Kendall參數(shù)對1969—2018年草海濕地降水量進(jìn)行趨勢檢驗，S=-96,并且n=51>10,Z=-0.788，由于|Z|<1.28,未通過信度0.9的顯著性檢驗，說明近50 a來草海濕地降水量的下降趨勢不明顯，兩種方法結(jié)論相同。從降水量5 a滑動平均來看最大值出現(xiàn)在1970—1974年，降水量為1058.5 mm,最小值出現(xiàn)在1987—1991年，降水量為713.8 mm。二者相差344.7 mm。對于各年降水量，除了2014年極大值1311.8 mm,1989年極小值554.7 mm外，降水量在1260～626.5 mm之間波動。

圖1 草海濕地1969—2018年各年降水量統(tǒng)計Fig.1 Precipitation Statistics of Caohai Wetland from 1969 to 2018

1987—1992年連續(xù)6 a降水量低于多年平均值(890 mm·a-1)，2002—2006年連續(xù)5 a降水量低于平均值。2014—2017年降水量連續(xù)4 a高于平均值，連續(xù)2 a間降水量變化最大的是：2013年762.3 mm,2014年1311.8 mm,差值達(dá)到549.5 mm。2000—2018年以來草海濕地降水量整體呈現(xiàn)遞增趨勢。

圖2為草海濕地1969—2018年降水量累積距平圖。從圖中可以看出，草海濕地降水量偏離趨勢呈現(xiàn)周期性的變化形態(tài)。1970—1982年降水量圍繞多年平均降水量有一定的波動，1969—1982年低于多年平均值，1983—1987年高于多年平均值，然后呈下降趨勢。除1969年外，2004—2015年，1970—2003年，2016—2018年累積距平均為正值，由此說明草海濕地整體降水量屬于豐水年。

圖2 草海濕地1969—2018年降水量累積距平Fig.2 The cumulative distance of precipitation of Caohai Wetland,1969—2018

3.2 草海濕地降水量季節(jié)變化特征

威寧草海濕地每年各個季節(jié)降水量分布極不均勻，常出現(xiàn)秋冬春連旱或冬春連旱的情況，對于城市生活用水，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、草海植物等具有較大影響。研究草海濕地季節(jié)降水量變化特征對于調(diào)節(jié)濕地降水補給，水資源的開發(fā)利用具有極其重要的意義。

從圖3可以看出，草海濕地春季、夏季降水量近50 a來呈現(xiàn)線性增加的趨勢，但增加趨勢不明顯，年增加趨勢率分別為0.14 mm·a-1、0.62 mm·a-1。春季降水量在67.8～259.7 mm間波動，夏季在158.7～852.5 mm間波動。草海濕地秋季和冬季降水量近50 a來呈現(xiàn)減少趨勢，秋季較為明顯，趨勢遞減率分別為-1.79 mm·a-1、-0.03 mm·a-1,冬季減少不明顯。秋季從1969—1977年均降水量均高于多年平均降水量，1984年比秋季多年平均偏少147.9 mm,處于干旱季節(jié)。草海濕地降水量冬季偏少,多年平均僅為28.3 mm，平均蒸發(fā)量冬季多年為135.7 mm。蒸散量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于降水量，統(tǒng)計資料表明草海濕地十年九旱，常出現(xiàn)冬春連旱。

圖3 草海濕地1969—2018年各年各季降水量統(tǒng)計Fig.3 Precipitation statistics in four season of Caohai Wetland from 1969 to 2018

從表1可看出，草海濕地年、各季節(jié)降水量的分布極不均勻，年降水量最大與最小差值為757.1 mm。季節(jié)上夏季最大與最小差值為673.6 mm。秋季最小為1984年的56.1 mm,1984年冬季降水量為21.6 mm,均低于多年平均值，出現(xiàn)秋冬連旱。冬季最小為2001年的8.4 mm,低于多年平均值19.9 mm,此年冬季旱象較為嚴(yán)重。薛正平等[18]對變異強(qiáng)度做了三級等級劃分：弱變異，變異系數(shù)小于0.1；中等變異，變異系數(shù)大于0.1～0.3之間；強(qiáng)變異，變異系數(shù)大于0.3。草海濕地50 a年間降水量變異系數(shù)為0.19，屬于中等變異，季節(jié)上除夏季屬于中等變異外，其余季節(jié)均為強(qiáng)變異。從季節(jié)上看，降水量的極值比秋季最大為7.34，春季最小為3.83。從10 a趨勢率看，冬季變化最小僅為-0.3 mm/10a，秋季遞減趨勢較明顯為-17.9 mm/10a。

表1 草海濕地1969—2018年降水量情況Tab.1 Precipitation in Caohai Wetland from 1969 to 2018

3.3 非參數(shù) Man-Kendall突變檢驗

對草海濕地1969—2018年各年降水量進(jìn)行非參數(shù) Man-Kendall突變檢驗，檢驗降水量序列發(fā)生突變的點和檢驗變化趨勢的顯著性。趨勢檢驗結(jié)果如圖4所示：草海濕地近50 a來發(fā)生了3次突變，分別為1986年，1988年，2012年。給定顯著水平0.05，因|UFk|

圖4 草海濕地1969—2018年降水量突變檢驗曲線圖Fig.4 Sudden change Test Curve of precipitation in Caohai Wetland from 1969 to 2018

4 草海濕地降水量未來趨勢預(yù)測

4.1 預(yù)測模型建立

草海濕地降水量預(yù)測最小二乘估計法，又叫最小平方法，在預(yù)測、預(yù)報等許多科學(xué)領(lǐng)域應(yīng)用廣泛。

以1969—2018年降水量數(shù)據(jù)為基準(zhǔn)，采用最小平方法對2019—2048年間30 a草海濕地的降水量趨勢做預(yù)測，模型如下：

y= -1.2244x+ 921.24

(8)

預(yù)測結(jié)果如圖5所示，從圖中可以看出，此30 a間草海濕地年降水量整體呈現(xiàn)增加的趨勢，趨勢率為19.3 mm/10a；2019—2033年之間降水量低于多年平均值，2033年后降水量高于均值；年最大降水量可能出現(xiàn)在2037年附近；2025—2031年間降水量呈下降趨勢；21世紀(jì)40年代期間降水量呈平穩(wěn)增加趨勢。政府間氣候變化專門委員會(IPCC)第六次報告表明，全球氣候變暖的背景下氣候變化對降水特征產(chǎn)生影響，亞熱帶地區(qū)降水量預(yù)估可能減少，高緯地區(qū)則可能增加。威寧草海濕地地處云貴高原東側(cè)，屬于亞熱帶季風(fēng)濕潤氣候區(qū)，2019—2033年間降水量預(yù)測結(jié)果與多年平均相比偏低，與IPCC報告吻合性較高。

圖5 2019—2048年草海濕地降水量趨勢預(yù)測Fig.5 Trend forecast of precipitation in Caohai Wetland from 2019 to 2048

4.2 預(yù)測模型可靠性檢驗

對擬合模型利用殘差和預(yù)測與實測數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，從圖6可已看出，殘差A(yù)CF和PACF是平穩(wěn)的。從表2來看，2019、2020年預(yù)測誤差均在6.9%。因此該模型可靠。

表2 降水量模型預(yù)測誤差 Tab.2 Prediction error of precipitation model

圖6 AFC(a)和PACF(b)殘差圖Fig.6 Residual diagram of AFC(a) and PACF(b)

5 結(jié)論

①草海濕地近50 a來降水量整體呈下降趨勢，但趨勢不明顯，濕地對于氣候的調(diào)節(jié)具有重要作用。

②草海濕地近50 a來春、夏、秋、冬4個季節(jié)降水量分布不均，冬季干旱明顯。

③利用Man-Kendall參數(shù)對草海濕地近50 a降水量趨勢研究與線性擬合結(jié)果吻合，非Man-Kendall參數(shù)對降水量進(jìn)行突變檢驗具有一定的優(yōu)越性，上述方法在氣候研究中具有可行性。

④ 2019—2028年間草海濕地降水量呈增加趨勢，趨勢率為19.3 mm/10a。2019—2048年未來30 a降水量整體可能呈增加趨勢，最大降水量可能出現(xiàn)在2037年附近。