近60年毛烏素沙地北緣氣候特征分析
——以烏審召鎮(zhèn)為例

鄭玉峰，趙海波，任余艷，張連霞，許晶，紅兒

（1.鄂爾多斯市氣象局，內蒙古 鄂爾多斯 017000；2.鄂爾多斯市林業(yè)和草原科學研究所，內蒙古鄂爾多斯 017000）

毛烏素沙區(qū)主要分布于鄂爾多斯高原和黃土高原之間的湖積沖積平原凹地上，兼具氣候上屬于半干旱氣候區(qū)、植被上處于草原向荒漠化草原的過渡帶和農業(yè)上位于農牧交錯帶的三重屬性[1]。該區(qū)生態(tài)環(huán)境脆弱，對全球氣候變化響應敏感[2-6]。1992 年聯合國科教文組織通過對全球環(huán)境分析，認定鄂爾多斯地區(qū)(毛烏素沙區(qū))屬于全球九大環(huán)境敏感區(qū)[7]，是中國生態(tài)安全屏障建設的重點地區(qū)。20 世紀70年代后期，國家和地方政府開展了“三北”防護林工程，特別是進入21 世紀，鄂爾多斯市確立建設“綠色大市”的發(fā)展戰(zhàn)略，在全國率先推行“禁休輪牧”，實行“優(yōu)化發(fā)展區(qū)、限制發(fā)展區(qū)、禁止發(fā)展區(qū)的“三區(qū)規(guī)劃”政策，有力地促進了沙漠地區(qū)自然修復，毛烏素沙區(qū)植被覆蓋度總體趨于好轉態(tài)勢[8]。因此，毛烏素沙地植被動態(tài)及其氣候變化等問題受到眾多學者高度關注[9-14]。

沙漠治理和植被修復可以在一定程度上影響局部氣候變化。本文選取毛烏素沙地腹地的烏審召鎮(zhèn)作為研究對象，利用1961-2020年氣象數據對近60 年的氣溫、降水、風及沙塵天氣變化規(guī)律進行分析，揭示地區(qū)性生態(tài)修復工程的實施對區(qū)域的影響，為今后合理制定防治荒漠化策略提供依據。

1 研究區(qū)概況與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

烏審召鎮(zhèn)地處毛烏素沙地腹地，位于鄂爾多斯市烏審旗最北部，北與鄂托克旗和杭錦旗接壤，東依伊金霍洛旗，地勢北高南低，流動、半流動沙丘占總面積的70%以上，呈梁、灘、沙丘相間分布狀況。全鎮(zhèn)生態(tài)治理總規(guī)模已達到181萬畝，植被覆蓋度達74%，森林覆蓋率達33.29%。地表水與地下水資源豐富，湖泊、溫泉、自流井星羅棋布。烏審召鎮(zhèn)屬溫帶大陸性季風氣候，其特點是日照強烈，四季分明，降水主要集中在4-9 月。烏審召鎮(zhèn)氣象觀測站四周無高樓大廈，人煙稀少，不存在城市熱島效應及其他對生態(tài)環(huán)境破壞（人工治沙除外）行為，觀測數據與自然狀態(tài)最為符合，這也是本文選取烏審召鎮(zhèn)作為研究對象的主要原因。

圖1 烏審召鎮(zhèn)在毛烏素沙地中的地理位置

1.2 研究方法

1.2.1 數據來源

本文利用國家科技資源共享服務平臺提供的“中國地面氣候資料日值數據集”中烏審召鎮(zhèn)的氣象站1961-2020年的氣溫數據來研究毛烏素沙地的氣候變化特征。

1.2.2 增廣迪基-福勒ADF平穩(wěn)性檢驗

經典的時間序列分析以數據平穩(wěn)性假設為基礎，因此平穩(wěn)性檢驗是經典的時間序列分析的重要前提[15]。平穩(wěn)性檢驗一般分為參數檢驗和非參數檢驗兩種，前者包括t 檢驗、u 檢驗、χ2檢驗法等；后者以單位根檢驗為代表，包括迪基-福勒檢驗（Dicky-Fuller test，DF）檢驗和增廣迪基-福勒檢驗（Augmented Dicky-Fuller test，ADF）[16]。本文的數據平穩(wěn)性ADF檢驗基于軟件Eviews10[17]完成。在軟件Eviews10中的檢驗結果基于Dicky等構造的兩種檢驗統(tǒng)計量，并根據Monte Carlo 實驗方法給出了臨界值。若變量的檢驗值小于臨界值，則拒絕零假設，反之則接受零假設。ADF 檢驗相對于DF檢驗的改進在于增加了滯后項。

1.2.3 氣象數據突變性變化的檢驗方法

曼-肯德爾（Mann-Kendall）非參數統(tǒng)計檢驗法是由國際氣象組織（WMO）推薦的應用于環(huán)境數據時間序列趨勢分析的方法，也是檢驗水文數據時間序列單調趨勢的有效工具。Mann-Kendall趨勢檢驗的統(tǒng)計量為：

式中：

Mann-Kendall 檢驗同時可以給出序列x(x1,x2,…,xn)的單調傾斜度指標β，其計算方法如下：

若β＞0，則表示趨勢上升，變量隨時間增大；β＜0，則表示趨勢下降，變量隨時間下降[19]。

同樣，Mann-Kendall 檢驗也可進一步用于序列突變檢驗。氣候突變是普遍存在于氣候系統(tǒng)的一個重要現象，氣候突變的普遍定義為：氣候從一種穩(wěn)定態(tài)（或穩(wěn)定持續(xù)的變化趨勢）跳躍式地轉變到另一種穩(wěn)定態(tài)（或穩(wěn)定持續(xù)的變化趨勢）的現象，它表現為氣候在時空上從一個統(tǒng)計特性到另一個統(tǒng)計特性的急劇變化[20]。

Mann-Kendall(M-K)非參數檢驗法以時間序列平穩(wěn)為前提，不需要樣本遵從一定的分布，也不受少數異常值的干擾[21]以及正態(tài)分布特征的限制[22]，從而可以檢測出某一要素長期變化趨勢和突變情況。

其基本原理[19]為：設氣候序列為x(x1,x2,…,xn)，構造一秩序列如下：

在原序列的隨機獨立等假定下，Sk的均值、方差分別為：

將Sk標準化[21]，有：

UFK為標準正態(tài)分布，是按照時間序列x1,x2,…,xn計算出的統(tǒng)計量序列，其概率可以通過計算或查表獲得，給定顯著性水平α=0.05，置信區(qū)間U0.05=±1.96。若|UF1|＞Uα，則表明序列存在明顯的變化趨勢。

按時間序列x的逆序xn,xn-1,…,x1，再重復上述過程，便得到UBk= -UFK(k=n,n-1,…,1)，UB1= 0。

繪制出UBk和UFK兩條曲線，通過綜合分析統(tǒng)計序列UBk和UFK，可以進一步分析序列x的變化趨勢，而且可以明確突變的時間，指出突變區(qū)域。若UBk或UFK值大于0，表明序列呈上升趨勢，小于0則表明呈下降趨勢，當超過置信水平時，表明上升（下降）趨勢顯著。若兩條曲線出現交點，則交點對應的是時刻便可能是發(fā)生突變的時間，當交點位置位于置信區(qū)間之內，那么交點對應的時刻即是突變發(fā)生時間。

1.2.4 氣候長期的演變趨勢及持續(xù)性變化分析

累計距平是一種常用的、由曲線直觀判斷變化趨勢的方法[23]。對于序列x，其某一時刻t的累積距平表示為：

將n個時刻的累計距平值全部算出，即可繪出累積距平曲線進行趨勢分析。累積距平曲線比較直觀，可以從曲線明顯的上下起伏來判斷其長期顯著的演變趨勢及持續(xù)性變化，甚至還可以診斷出發(fā)生突變的大致時間[24]。

2 結果與分析

2.1 近60年毛烏素沙地多年平均氣溫的變化特征

1961-2020年烏審召鎮(zhèn)年平均氣溫變化在5.4～8.2 ℃之間，60年的年均氣溫為6.8 ℃，20世紀90年代之前，年代平均氣溫低于年均氣溫值0.4～0.5 ℃，之后較年均氣溫值偏高0.2～0.4 ℃。通過線性回歸、曼—肯德爾趨勢檢驗對平均氣溫變化分析表明（圖2），氣溫傾向率0.187 ℃/10 a，氣溫單調傾斜度指標β=0.0195＞0，相當于0.2 ℃/10 a 左右的增溫，與線性回歸結果較為一致，即年平均氣溫在波動中呈緩慢上升趨勢，略低于全國平均增暖速率0.22 ℃/10 a 的變化趨勢[25]，且相較全國近百年的氣溫變暖趨勢0.2～0.8 ℃/100 a的變化速率要高許多，但與近50年0.6～1.1 ℃/50 a的變化趨勢則相差無幾[26]。累積距平氣溫曲線呈現“凹”型（圖2），波動性較小。氣溫突變點在1986-1996年之間，與20 世紀80 年代全球氣候變暖的結論較為接近[27]。由距平分布來看（圖2），在1988 年之前，氣溫距平值以負值為主，在1988年之后，氣溫距平值以正值為主。

圖2 烏審召鎮(zhèn)1961-2020年氣溫變化與趨勢性分析

用Mann-Kendall 法對烏審召鎮(zhèn)1961-2020年平均氣溫進行突變檢驗分析，由圖3 可以看出，UFk曲線在1970年前總體呈現波動下降的趨勢，之后呈現波動上升趨勢。UFk曲線在置信區(qū)間內與UBk曲線有一個交點（1988-1992年間）。結合上述累積距平（見圖2）的分析結果，在1988-1992年間烏審召鎮(zhèn)平均氣溫發(fā)生了由低溫向高溫的突變，氣溫突變發(fā)生在1990年左右。

圖3 烏審召鎮(zhèn)1961-2020年平均氣溫的曼—肯德爾突變檢驗

2.2 多年平均降水量的變化

在年降水量方面，時間序列為1961-2020年，其年均降水量為339.4 mm，最高1961年為714.9 mm，最低1962年為19.5 mm。烏審召鎮(zhèn)年降水量呈現弱增加趨勢（圖4）統(tǒng)計分析表明，降水傾向率為3.151 mm/10 a，降水單調傾斜度指標β=0.807＞0，相當于8 mm/10 a左右的降水量增加。累積距平曲線波動性大，說明烏審召鎮(zhèn)降水量年代際變化并不穩(wěn)定，20 世紀60-80年代和2011-2020年間降水量比較多；20世紀70 年代至2011 年之間降水起伏變化不大，比較穩(wěn)定。

圖4 烏審召鎮(zhèn)1961-2020年平均降水量變化與趨勢分析

年降水量的突變性檢驗結果顯示（圖5），UFk線波動上升，但這種上升趨勢未能越過置信水平，UFk曲線在置信區(qū)間內與UBk曲線有6個交點（1961-1970 年，2000-2010 年），說明烏審召鎮(zhèn)年均降水量未發(fā)生明顯的突變。但結合累積距平（見圖4）分析，1961-2020年烏審召鎮(zhèn)年均降水量經歷了明顯的升降變化過程，1961-1980 年間降水量在波動中緩慢上升，1981-2011 年降水量減少明顯，2011 年下降到最低值后陡增，由此推斷1981 年和2011 年可能是降水發(fā)生突變的年份。綜合兩種方法的分析結果，判斷烏審召鎮(zhèn)年均降水量在1980-1981 年間發(fā)生了由多到少的突變，在2011 年左右發(fā)生了由少到多的突變。

圖5 烏審召鎮(zhèn)1961-2020年平均降水量的突變性檢驗

2.3 大風、沙塵暴等災害性天氣日數變化

1961-2020 年烏審召鎮(zhèn)大風、沙塵暴天氣日數均值分別為23.7天、8.6天，通過對大風和沙塵暴日數的統(tǒng)計（圖6）分析可知，大風日數傾向率-0.761 d/10 a；沙塵暴日數傾向率-3.249 d/10 a。大風日數單調傾斜度指標β=-0.069＜0，相當于0.6 d/10 a左右的減少；沙塵暴日數單調傾斜度指標β=-0.287＜0，相當于2.9 d/10 a左右的減少。二者均與線性回歸結果較為一致，即大風和沙塵暴天氣發(fā)生的天數在波動中呈緩慢下降趨勢。

從累積距平曲線來看，累積距平大風日數曲線波動性大（圖6a），說明烏審召鎮(zhèn)出現大風天氣的日數年代際變化并不穩(wěn)定，從年代上看，20 世紀60-80 年代大風天氣日數呈現下降趨勢，1982 年以來，大風天氣呈現出劇烈增長—較平穩(wěn)波動—波動下降的過程。可以看出在2010 年之后，大風天氣減少明顯，從而預測后幾年均以減少趨勢為主。累積距平沙塵暴日數曲線（圖6b）呈“凸”型（凸向正值），波動較小，說明烏審召鎮(zhèn)的沙塵暴天氣日數經歷了上升—下降的過程，其突變點在1990 年左右，在1990 年之前，沙塵暴頻發(fā)；在1990 年之后，沙塵暴日數由20世紀后期的波動下降到21世紀初期的急劇下降，可以看出后期沙塵暴日數以降低為主，從而能預測后幾年以減少為主。

圖6 烏審召鎮(zhèn)1961-2020年大風（a）和沙塵暴（b）日數變化與趨勢分析

1961-2020年烏審召鎮(zhèn)沙塵暴日數呈顯著減少趨勢，從20世紀60年代的平均每年10天，減少至近10 年平均每年1 天，其中最嚴重的1972年出現過26天沙塵暴，2002年之后年沙塵暴日數均在5天以下，尤其是2014年之后再沒有出現沙塵暴天氣。大風天氣從20世紀60-80年代呈增加趨勢，之后顯著減少，20世紀80年代最多，平均每年33 天，近10 年最少，每年16天。從表1可以看出，20世紀90年代開始，沙塵暴和大風日數均明顯減少，這與“50年代風吹草低見牛羊，60 年代濫墾亂牧鬧開荒，70 年代沙逼人退無處藏，80 年代人沙對峙互不讓，90 年代人進沙退變了樣”的說法是完全一致的。

表1 烏審召鎮(zhèn)1961-2020年沙塵暴、大風日數年際變化 單位：天

3 結論

對毛烏素沙地北緣的烏審召鎮(zhèn)近60 年氣溫、降水、大風和沙塵暴變化規(guī)律進行分析，得出如下結論：

（1）1961-2020 年年平均氣溫變化在5.4～8.2 ℃之間，近60 年的年平均氣溫為6.8 ℃，年平均氣溫在波動中呈緩慢上升趨勢，增溫率0.2 ℃/10 a 左右，略低于全國平均增暖速率0.22 ℃/10 a 的變化趨勢。期間經歷了下降—上升的過程，在1988-1992 年間發(fā)生了由低溫向高溫的突變，氣溫突變發(fā)生在1990年左右。

（2）1961-2020年年均降水量為339.4 mm，介于19.5 ～714.9 mm 之間。1961-1980 年在波動中緩慢增加，1981-2011年減少明顯，降水量在1980-1981 年間發(fā)生了由多到少的突變，在2011年左右發(fā)生了由少到多的突變。

（3）1961-2020年大風日數每10年減少7.6天，沙塵暴日數每10 年減少3.2 天。20 世紀60-80 年代大風天氣日數呈現下降趨勢，1982年以來，大風天氣呈現出劇烈增長—較平穩(wěn)波動—波動下降的過程；在2010 年之后，大風天氣減少明顯。沙塵暴天氣日數經歷了上升—下降的過程，其突變點在1990年左右，1990年之前沙塵暴頻發(fā)，1990 年之后沙塵暴日數由20世紀后期的波動下降到21世紀初期的急劇下降。