1956—2019年元謀干熱河谷潛在蒸散發(fā)的變化及影響因素1)

羅志鋒 何真敏 歐朝蓉 齊丹卉 彭凌霄 孫永玉

(西南林業(yè)大學,昆明,650224) (中國林業(yè)科學研究院高原林業(yè)研究所)

潛在蒸散發(fā)(PET)作為水量平衡和熱量平衡的關鍵組成,在評估大氣蒸發(fā)潛力、探究氣候濕度、分析作物水分需求等方面具有重要作用[1]。此參數(shù)已被廣泛應用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[2]、氣候變化研究,以及監(jiān)測和預測旱澇等災害情況[3],在生產(chǎn)和科研活動中發(fā)揮著關鍵性的作用。潛在蒸散發(fā)值的異常變化常常會對地區(qū)的水循環(huán)、氣候模式以及水資源的可利用性產(chǎn)生深遠影響[4]。隨著時間的推移,關于潛在蒸散發(fā)的計算方法和估算模型呈現(xiàn)出多樣化的趨勢。1998年,聯(lián)合國糧食及農(nóng)業(yè)組織(FAO)提出了以能量平衡和水蒸氣擴散理論為基礎的彭曼蒙特斯(Penman-Monteith)公式,該公式綜合考慮了作物生理特征和氣象因素的變化,因此計算精度較高,適用范圍也相對廣泛[5]。

近年來,潛在蒸散發(fā)(PET)的時空變化[6]、估算方法[7]以及變化的原因[8]已成為國內(nèi)外眾多研究者關注的熱點話題,大量的研究工作已經(jīng)取得了一定的成果。例如,Yonaba et al.[9]研究發(fā)現(xiàn),西非布基納法索北部地區(qū)的潛在蒸散發(fā)在1988—2017年期間顯著降低,主要受太陽輻射和最高溫度的影響;Ali et al.[10]則指出,在分析潛在蒸散發(fā)變化趨勢時,需要考慮到降水、日照時間、風速、溫度和濕度等多種氣象因子的影響。此外,曹永強等[11]的研究發(fā)現(xiàn),河北省1968—2018年春季潛在蒸散發(fā)呈下降趨勢;謝平等[12]對云南省近31 a的潛在蒸散發(fā)時空演變特點進行了分析,發(fā)現(xiàn)潛在蒸散發(fā)整體呈上升趨勢,但變化不顯著;邢立文等[13]使用彭曼蒙特斯模型計算,發(fā)現(xiàn)山西省1961—2018年的潛在蒸散發(fā)呈現(xiàn)下降趨勢,主要原因是日照時間減少。以上研究主要關注大范圍地區(qū)的潛在蒸散發(fā)變化,但對特定區(qū)域的潛在蒸散發(fā)變化趨勢及影響因素的研究仍相對較少,特別是在生態(tài)系統(tǒng)脆弱地區(qū),如元謀干熱河谷,相關研究尚處于較少開展的階段,因此,對該地區(qū)的深入研究將有助于更全面地理解潛在蒸散發(fā)變化的機制,并為未來采取有效的應對措施提供科學參考。

元謀干熱河谷地處滇西南山地向滇中高原過渡的地帶,地理坐標范圍為101°35′～102°15′E、22°25′～26°7′N。該地區(qū)的氣候類型屬于南熱帶干熱河谷季風氣候,氣候炎熱干燥,干濕季分明,年均氣溫為21.7 ℃,夏季平均氣溫為26 ℃,而冬季平均氣溫為15.5 ℃,日照時間為2 500～2 700 h,全年濕度為40%～50%,由于高溫和低濕的氣候條件,該地區(qū)年蒸發(fā)量相當大,約為3 426.4 mm,是年平均降雨量的5倍以上,屬于我國典型的生態(tài)脆弱區(qū)之一[14]。且該區(qū)是我國反季節(jié)水果和蔬菜的重要產(chǎn)地,但水資源短缺一直是限制其農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素,為了解決這一問題,需要揭示元謀干熱河谷地區(qū)潛在蒸散發(fā)變化趨勢和與氣象因子的關系,旨在為元謀干熱河谷地區(qū)合理配置灌溉用水、提高水資源利用率提供科學的理論依據(jù)。

1 研究方法

數(shù)據(jù)來源:本研究依據(jù)元謀縣氣象局1956—2019年的逐日氣象要素數(shù)據(jù),對潛在蒸散發(fā)(PET)進行了計算,所選的氣象要素包括,平均相對濕度、日照時間、日平均氣溫、日最高氣溫、日最低氣溫、平均風速等,按3—5月、6—8月、9—11月、12月—次年2月,分別計算年、季潛在蒸散發(fā)(PET)和氣象要素序列,并運用趨勢分析和突變診斷方法對數(shù)據(jù)進行分析。

彭曼蒙特斯(P-M)模型:計算潛在蒸散發(fā)(PET)時,需要考慮多種因素,包括地表類型、氣溫和濕度等。由于這些因素的復雜影響,潛在蒸散發(fā)的計算結(jié)果可能會出現(xiàn)較大的波動,許多學者一致認可彭曼蒙特斯公式的實用性,該方法適用于不同地區(qū)的氣候類型,其操作簡便且能夠提供相對精確的計算結(jié)果[15]。其表達式為:

(1)

式中:TPE為潛在蒸發(fā)量,單位為mm;Rn為凈輻射,單位為MJ/(m2·d);G為土壤熱通量,單位為MJ/(m2·d);γ為干濕表常數(shù);T為日均氣溫;U2為2 m高處風速,單位為m/s;es、ea分別為飽和水汽壓、實際水汽壓,單位為kPa;Δ為飽和水汽壓曲線斜率,單位為kPa/℃。除以上收集的氣象數(shù)據(jù)外,彭曼蒙特斯(P-M)公式所需的其他輸入變量是通過推導和計算基礎氣象數(shù)據(jù)得到的,具體方法可參閱文獻[16]。

曼-肯德爾(M-K)法:曼-肯德爾檢驗法是一種有效的序列變化趨勢提取工具,為檢驗元謀干熱河谷1956—2019年的潛在蒸散發(fā)趨勢是否具有突變,對其序列值進行突變性檢驗[17]。其方法原理如下:

按時間序列X的順序,構(gòu)造一個秩序列:

(2)

(3)

在時間序列為隨機的假設下,定義統(tǒng)計量:

(4)

(5)

(6)

式中:Sk是第i時刻數(shù)值大于j時刻數(shù)值個數(shù)的累計數(shù),xj、xi分別為第j、i年對應的序列值,E(Sk)、Var(Sk)分別為Sk的均值和方差,UF,k為標準正態(tài)分布。若顯著性水平為α,|UF,k|>Uα,則表明序列存在顯著的變化趨勢。再根據(jù)時間序列X的逆序,按上述相同過程,求出UB,k,UF,k為正序列,UB,k為逆序列,若UF,k和UB,k兩曲線出現(xiàn)交點,且交點在兩條臨界線范圍內(nèi),則交點即為突變點。

氣候傾向率和PET傾向率計算:一般采用一次線性方程傾斜率表示[18]。計算公式為:

xi=a+bti(i=1、2、…、n)。

(7)

式中:x為要素值;a為常數(shù)項;b為回歸系數(shù);i為時間序列的年份。10b定義為各氣象要素每10 a的傾向率。

(8)

式中:St為第t年的累計距平值。

2 結(jié)果與分析

2.1 潛在蒸散發(fā)變化特征及突變規(guī)律檢驗分析

元謀干熱河谷不同時段的潛在蒸散發(fā)(PET)動態(tài)變化趨勢、年潛在蒸散發(fā)M-K突變檢驗結(jié)果和過程曲線分別見表1、表2和圖1。對元謀干熱河谷不同時段的潛在蒸散發(fā)進行M-K突變檢驗分析,結(jié)果顯示,元謀干熱河谷在64 a的潛在蒸散發(fā)序列中,1956—1957年和1970—1980年UF統(tǒng)計量大于0,呈增長趨勢,但未通過0.05顯著性水平,說明增加趨勢并不顯著;1958—1969年和1981—1984年呈下降趨勢,但趨勢不顯著;1985—2019年,UF(正序列)統(tǒng)計量小于0,呈下降趨勢,且通過0.05顯著性水平,說明呈現(xiàn)顯著下降趨勢。統(tǒng)計曲線UF與UB(逆序列)在1982年置信區(qū)間上有1個交點,為突變點,表明元謀干熱河谷潛在蒸散發(fā)在1982年發(fā)生突變。近64 a來,元謀地區(qū)潛在蒸散發(fā)呈逐年極顯著的減少趨勢,每10 a變化速率為53.8 mm,年潛在蒸散發(fā)平均值為1 709.9 mm,年潛在蒸散發(fā)的最大值為2 029.6 mm(1969年),年潛在蒸散發(fā)的最小值為1 397.7 mm(2008年),年潛在蒸散發(fā)的極差為631.9 mm,年際波動性較高。1982年為年潛在蒸散發(fā)突變點(P<0.05)。在1982年前,潛在蒸散發(fā)逐年顯著降低(P<0.05),每10 a減幅為25.2 mm;在1982年后,潛在蒸散發(fā)逐年增加,每10 a增幅為0.5 mm;綜上所述,元謀地區(qū)年潛在蒸散發(fā)呈極顯著的下降趨勢,每10 a變化速率為53.8 mm,1982年前的每10 a減幅25.2 mm高于1982年后的每10 a增幅0.5 mm,1982年為潛在蒸散發(fā)突變點。

表1 1956—2019年元謀干熱河谷年、季潛在蒸散發(fā)變化趨勢

表2 1956—2019年元謀干熱河谷年、季潛在蒸散發(fā)情況

圖1 1956—2019年年潛在蒸散發(fā)M-K突變檢驗圖

元謀干熱河谷地區(qū)潛在蒸散發(fā)季節(jié)性明顯,各季潛在蒸散發(fā)突變點均出現(xiàn)在1982年(P<0.01)。1956—2019年各季潛在蒸散發(fā)都呈現(xiàn)極顯著的下降趨勢(P<0.01),下降速率從大到小依次為3—5月、12月—次年2月、6—8月、9—11月,每10 a下降速率分別為25.2、12.4、8.5、7.5 mm。3—5月、6—8月潛在蒸散發(fā)較大,平均值分別為616.4、444.9 mm,分別占年平均潛在蒸散發(fā)的36.0%、26.0%;9—11月、12月—次年2月潛在蒸散發(fā)較低,分別為311.5、337.0 mm,分別占年均值的18.2%、19.7%。在1982年前,3—5月、6—8月、9—11月潛在蒸散發(fā)減少,每10 a減幅分別為11.1、4.5、9.2 mm,12月—次年2月潛在蒸散發(fā)增加,每10 a增幅為1.4 mm;1982年后,3—5月、6—8月潛在蒸散發(fā)減少,每10 a減幅分別為0.9、1.5 mm,9—11月、12月—次年2月潛在蒸散發(fā)顯著增加(P<0.05),每10 a增幅分別為8.7、0.6 mm。綜上所述,元謀干熱河谷地區(qū)潛在蒸散發(fā)變化速率從大到小依次為3—5月、12月—次年2月、6—8月、9—11月;除1956—1982年12月—次年2月,1982—2019年9—11月、12月—次年2月潛在蒸散發(fā)有所增長,每10 a增幅分別為1.4、8.7、0.6 mm,剩下時段都呈減少趨勢。

2.2 潛在蒸散發(fā)年際變化分析

圖2展示了元謀干熱河谷地區(qū)近64 a的年潛在蒸散發(fā)距平和累計距平動態(tài)變化情況,由圖可見,該地區(qū)年潛在蒸散發(fā)累計距平呈現(xiàn)先增后減,再增再減的變化趨勢,而年潛在蒸散發(fā)的轉(zhuǎn)折點則出現(xiàn)在1982年。具體而言,在1982年之前,年潛在蒸散發(fā)的變化相對平穩(wěn),以年潛在蒸散發(fā)距平占主導;而在1982—2019年期間,負距平占據(jù)主導地位,其中,2008和2015年出現(xiàn)了兩次較大的波動。經(jīng)過顯著性檢驗,年潛在蒸散發(fā)的變化速率為17.897 mm/a,這一變化在α=0.05的顯著性水平得到了驗證。年潛在蒸散發(fā)距平最大值出現(xiàn)在1969年,達到312.65 mm,而年潛在蒸散發(fā)距平最小值則出現(xiàn)在2008年,為-312.25 mm。因此,年潛在蒸散發(fā)呈現(xiàn)出先增后減,再增再減的變化趨勢,整體顯示出下降的動態(tài)變化特征。

圖2 1956—2019年元謀干熱河谷年潛在蒸散發(fā)距平與累計距平動態(tài)變化

2.3 潛在蒸散發(fā)年、季變化因素分析

為了探究各氣候要素對潛在蒸散發(fā)變化的影響,分別對日照時間、平均氣溫、最高氣溫、最低氣溫、平均風速和平均相對濕度6種氣候要素變化趨勢、距平和潛在蒸散發(fā)距平進行了相關性分析。由表3可知,1956—2019年,元謀干熱河谷地區(qū)年潛在蒸散發(fā)與日照時間、平均氣溫、最高氣溫與最低氣溫極顯著正相關,與平均風速顯著正相關,與平均相對濕度極顯著負相關。各季潛在蒸散發(fā)影響因子與年潛在蒸散發(fā)影響因子不完全一致。其中,3—5月潛在蒸散發(fā)與平均氣溫、最低氣溫、平均風速極顯著正相關,與日照時間顯著正相關,與平均相對濕度顯著負相關,與最高氣溫相關性不顯著;6—8月潛在蒸散發(fā)與平均相對濕度極顯著負相關,與日照時間、平均氣溫、最低氣溫、平均風速極顯著正相關,與最高氣溫相關性不顯著;9—11月潛在蒸散發(fā)與日照時間、平均風速極顯著正相關,與平均氣溫、最高氣溫、最低氣溫相關性不顯著,與平均相對濕度極顯著負相關;12月—次年2月潛在蒸散發(fā)與平均氣溫、平均風速、最低氣溫極顯著正相關,與平均相對濕度極顯著負相關,與日照時間、最高氣溫相關性不顯著。此外,年、季潛在蒸散發(fā)突變時間與各氣候要素突變時間一致,均出現(xiàn)在1982年。在1982年以前,年潛在蒸散發(fā)的減少與日照時間減少、平均風速降低和平均相對濕度增大有極顯著關系,與平均氣溫降低、最高氣溫降低有顯著關系;3—5月潛在蒸散發(fā)的減少與平均風速減弱、平均氣溫降低、最低氣溫降低有關,6—8月、9—11月潛在蒸散發(fā)的減少和12月—次年2月潛在蒸散發(fā)的增加僅與平均風速呈正相關關系,且平均風速每10 a分別以0.076、0.061、0.024 m·s-1的速率呈極顯著的下降趨勢。1982年以后,年潛在蒸散發(fā)的增加與日照時間的減少、平均氣溫的升高、最高氣溫的升高、最低氣溫的升高和平均風速的增強呈現(xiàn)極顯著的正相關,與平均相對濕度的提高呈現(xiàn)極顯著的負相關;3—5月潛在蒸散發(fā)的減少與平均氣溫的升高、最低氣溫的降低和平均風速的減弱呈現(xiàn)極顯著的正相關,與平均相對濕度的提高呈現(xiàn)極顯著的負相關;6—8月潛在蒸散發(fā)的減少與平均氣溫的升高、最高氣溫的升高、最低氣溫的升高、平均風速的增強存在極顯著正相關,并通過了顯著性檢驗(P<0.01);9—11月潛在蒸散發(fā)的增加與日照時間的增加顯著正相關,與平均風速的增強極顯著正相關,與平均相對濕度的提高顯著負相關;12月—次年2月潛在蒸散發(fā)的增加與平均風速的減弱顯著正相關,與平均相對濕度的提高極顯著負相關。綜上所述,元謀干熱河谷地區(qū)年潛在蒸散發(fā)變化主要取決于日照時間、氣溫和平均相對濕度。各季潛在蒸散發(fā)主要是由各氣象要素共同作用的結(jié)果,且具有季節(jié)性差異。1982年以前,6—8月、9—11月潛在蒸散發(fā)的減少和12月—次年2月潛在蒸散發(fā)的增加僅與平均風速的減弱有關。

表3 1956—2019年元謀干熱河谷氣候要素傾向率及與潛在蒸散發(fā)距平的相關系數(shù)

3 討論

元謀干熱河谷因其地理位置的特殊性和地形地貌的獨特性,氣候十分惡劣,成為我國生態(tài)環(huán)境中最為脆弱的地區(qū)之一。1956—2019年,元謀干熱河谷地區(qū)年、季潛在蒸散發(fā)表現(xiàn)出逐漸減小的趨勢,這與山西[20]、新疆[21]、遼寧[22]、河南[23]等地區(qū)的情況保持一致,都顯示出了整體下降的趨勢,但需要指出,也有研究表明,我國寧夏及印度等地區(qū)潛在蒸散發(fā)呈現(xiàn)增長趨勢[24-26],這說明不同地區(qū)的潛在蒸散發(fā)變化趨勢存在顯著的差異,即潛在蒸散發(fā)的變化特征具有異域性。1982年之前,年、季潛在蒸散發(fā)的減幅高于1982年之后的變化幅度,但整體趨勢仍呈現(xiàn)下降。1982年之后,元謀干熱河谷的9—11月潛在蒸散發(fā)增幅最大,達到每10 a增加8.7 mm,這會導致該地區(qū)9—11月干旱程度的加劇,從而加重了水資源短缺的問題。

在1956—2019年的時間范圍內(nèi),年平均潛在蒸散發(fā)受日照時間、氣溫和平均相對濕度共同影響。在季節(jié)性差異中,3—5月、6—8月潛在蒸散發(fā)受最高氣溫的影響較小;9—11月,日照時間、平均風速和平均相對濕度是主要的影響因素,而氣溫的影響相對較小,這一點與尹云鶴等[27]的研究結(jié)果存在差異,后者認為9—11月潛在蒸散發(fā)受氣溫影響較大,這是因為不同地區(qū)的氣候和環(huán)境條件不同所導致的。1982年之前,6—8月和9—11月潛在蒸散發(fā)與平均風速相關。1982年以后,3—5月潛在蒸散發(fā)的變化受平均氣溫、最低氣溫、平均風速和平均相對濕度的影響;12月—次年2月,平均風速和平均相對濕度成為對潛在蒸散發(fā)的主要影響因素。

目前,不同地區(qū)的潛在蒸散發(fā)突變時間存在差異,而潛在蒸散發(fā)估算的結(jié)果則受到多方面因素影響,包括估算模型、站點選擇和研究時段等,因而呈現(xiàn)出顯著的不確定性和時空差異。元謀干熱河谷地區(qū)是我國水資源供需矛盾最為突出的地區(qū)之一,且屬于我國生態(tài)環(huán)境脆弱的區(qū)域。本研究暗示未來該地潛在蒸散發(fā)可能下降,對水資源保障和生態(tài)環(huán)境影響重大,隨潛在蒸散發(fā)減少,地下水和河流補給可能增加,需重評水資源管理,確保持續(xù)開發(fā),避免過度開采。低潛在蒸散發(fā)可減少植物需水,影響農(nóng)作物生長季節(jié)和產(chǎn)量,農(nóng)民需適應新氣候,選合適作物品種。因潛在蒸散發(fā)下降影響,需制定適應策略,改進灌溉、節(jié)水措施、耐旱作物種植、生態(tài)修復等,確保元謀干熱河谷水資源與生態(tài)獲得科學保護。

4 結(jié)論

(1)在過去64 a中,元謀干熱河谷地區(qū)潛在蒸散發(fā)整體呈極顯著下降的趨勢,變化速率為每10 a減少53.8 mm。具體表現(xiàn)為,在1982年前潛在蒸散發(fā)持續(xù)減少,而在1982年后呈現(xiàn)逐年增加,增幅相對較小。年度潛在蒸散發(fā)在1982年發(fā)生突變。各季潛在蒸散發(fā)變化明顯,變化速率從大到小依次為3—5月、12月—次年2月、6—8月、9—11月;除1956—1982年12月—次年2月,1982—2019年9—11月、12月—次年2月潛在蒸散發(fā)有所增長外,剩下時段都呈減少趨勢。1982年為各季的突變點。

(2)近64 a潛在蒸散發(fā)距平和累計距平呈現(xiàn)出下降的動態(tài)變化特征,且在1982年出現(xiàn)了顯著的轉(zhuǎn)折點,變化趨勢在統(tǒng)計上得到了相互驗證。1982年前,年度潛在蒸散發(fā)距平占主導;1982年后,負距平占據(jù)主導,2008、2015年發(fā)生兩次較大的波動。

(3)元謀干熱河谷地區(qū)年度潛在蒸散發(fā)變化主要受日照時間、氣溫和平均相對濕度影響。各季潛在蒸散發(fā)主要是由各氣象要素共同作用的結(jié)果,且具有季節(jié)性差異。1982年以前,6—8月、9—11月潛在蒸散發(fā)的減少和12月—次年2月潛在蒸散發(fā)的增加僅與平均風速的減弱有關。