楊志宏 陳琛?┱拋鵒? 吳征

摘要：采用趨勢分析法、Mann-Kendall法對長島縣1970～2014近45年的四季降水量進(jìn)行分析。結(jié)果表明：長島縣年度降水量分布不均，降水量最大年份（2009年）是最小年份（1999年）的3.8 倍；降水主要集中在夏季；近45年長島縣春季和夏季降水量呈上升趨勢，夏季上升明顯，秋季和冬季降水量呈下降趨勢，秋季下降明顯；春季降水突變年份為2005、2010、2013年，夏季突變年份為2013年，秋季突變年份為1976年，冬季突變年份為1973年。

關(guān)鍵詞：長島縣；四季；降水；變化趨勢

中圖分類號：S161.6文獻(xiàn)標(biāo)識號：A文章編號：1001-4942（2016）06-0099-07

降水是氣候變化的重要指標(biāo)，降水不均引起的旱澇災(zāi)害是影響國計(jì)民生的重要因素。氣候系統(tǒng)是一個(gè)復(fù)雜的開放系統(tǒng)，且降水成因復(fù)雜、變化隨機(jī)性高，這給揭示降水變化的機(jī)制帶來很大困難。也正因此，有關(guān)降水的研究歷久不衰，層出不窮[1]，其最終目的就是掌握降水規(guī)律，預(yù)測降水要素，避免災(zāi)害性降水，為工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)。

隨著沿海經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展以及“海上絲綢之路”國家戰(zhàn)略的提出，海島已經(jīng)成為海洋開發(fā)的前沿要地，具有重要的戰(zhàn)略地位。然而，隨著開發(fā)力度的加大，淡水資源匱乏成為制約海島經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵因素。由于沒有過境客水，地下水開發(fā)難度較大，大陸引水和海水淡化耗資巨大、維護(hù)困難，海島淡水資源幾乎全靠降水。所以，有意識地研究海島地區(qū)降水變化趨勢及特征，對了解海島區(qū)域性氣候特征、利用氣候資源、避免災(zāi)害天氣具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1研究區(qū)概況

長島縣位于膠東和遼東半島之間，在黃海、渤海交匯處，南臨煙臺，北依大連，西靠京津，東與韓國、日本隔黃海相望。長島縣由32個(gè)島嶼和8 700平方千米海域組成，北距遼寧省的老鐵山42.2千米，南距蓬萊7千米。島南北長56.4千米，東西寬30.8千米，陸地面積56平方千米，海岸線長146千米[2]。

長島縣境內(nèi)大多屬低山丘陵區(qū)，濱海地帶有小面積平原。境內(nèi)最高的島嶼是高山島，海拔202.8 m；最低的島是東嘴石島，海拔7.2 m。境內(nèi)有“大的區(qū)域性倒轉(zhuǎn)地層”的地質(zhì)構(gòu)造現(xiàn)象，島嶼上近水平產(chǎn)狀的蓬萊群石英巖和砂頁巖并非正常的地層序列，表明地層產(chǎn)生了大規(guī)模的緊閉褶皺，出露于地表的地層應(yīng)為褶皺倒轉(zhuǎn)翼[2]。

長島縣屬暖溫帶季風(fēng)型大陸性氣候，具有雨水適中、空氣濕潤、氣候溫和的特點(diǎn)。境內(nèi)年平均氣溫12.1℃，最高年為13.2℃（1994年），最低年為10.7℃（1969年）；1月平均氣溫最低，為-1.6℃，8月平均氣溫最高，為24.5℃，年較差為26.1℃；境內(nèi)年均相對濕度為67%；全年日照總時(shí)數(shù)歷年平均為2 612 h，年日照率為59.6%；境內(nèi)季風(fēng)顯著，夏半年多偏南風(fēng)，冬半年多偏北風(fēng)，常年風(fēng)向NNE向，強(qiáng)風(fēng)向?yàn)镹NE向、NW向；歷年年平均霜日為121天，歷年年平均結(jié)冰日數(shù)為125.4天[2]。

影響長島縣的主要災(zāi)害性天氣有寒潮、熱帶氣旋、大風(fēng)和干旱等。

2數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1數(shù)據(jù)來源

長島縣1970～2014年間長序列逐月降水?dāng)?shù)據(jù)來源于長島縣氣象局，由此計(jì)算出相應(yīng)的多年年平均降水量，多年月平均降水量，以及春（3～5月）、夏（6～8月）、秋（9～11月）、冬（12月～次年2月）季多年平均降水量。

2.2研究方法

采用數(shù)理統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析等方法，借助Microsoft Excel、MATLAB等軟件對長島縣長序列季節(jié)性降水規(guī)律及相互關(guān)系進(jìn)行分析和探討，本研究主要用到趨勢分析法和Mann-Kendall等方法。

在同一坐標(biāo)平面內(nèi)，分別繪出 UF和UB曲線，分析曲線走向。當(dāng)曲線UF大于0，則表明序列呈上升趨勢，小于0則表明呈下降趨勢。當(dāng)超過置信度值，表明上升或下降趨勢明顯。如果兩條曲線有交點(diǎn)且交點(diǎn)在上下信度線之間，表明這個(gè)點(diǎn)所對應(yīng)的時(shí)刻便是突變點(diǎn)的開始；交點(diǎn)位于置信度值之外，則不一定是突變點(diǎn)的開始。

3結(jié)果與分析

3.1長島縣近45年降水特征分析

通過統(tǒng)計(jì)與計(jì)算，得出1970～2014年春、夏、秋、冬四季的平均降水量（圖1），并分別繪制長島縣近45年四季平均降水量及四季降水量5a滑動(dòng)平均曲線（圖2～5）。

由圖1～5可知，長島縣降水量年度、年內(nèi)分布極為不均。年度最大降水量為950.8 mm（2009年），年度最小降水量為248.5 mm（1999年），最大降水量是最小降水量的3.8倍（圖1）。年內(nèi)降水四季差異較大，春季平均降水量89.3 mm，夏季平均降水量350.2 mm，秋季平均降水量101.0 mm，冬季平均降水量29.1 mm。降水分配主要集中在夏季，而且不同年份夏季降水波動(dòng)也非常大，降水最多的為2009年，達(dá)656.7 mm，降水最少的為1999年，僅100.4 mm，最大量為最小量的 6.5倍。春秋兩季降水量基本保持在200 mm以下，冬季降水量全部在100 mm以下。

3.1.1春季降水趨勢分析從圖2可以看出，近45年長島縣春季降水量呈現(xiàn)輕微上升趨勢，1973年和2009年突破200 mm，屬于極端年份，1982年春季降水最少。從5a滑動(dòng)平均線來看，20世紀(jì)90年代到21世紀(jì)初期，春季降水有一個(gè)明顯的下滑態(tài)勢，2001～2010年又明顯回升，2010～2014年期間，降水又呈下降趨勢。

3.1.2夏季降水趨勢分析從圖3可以看出，近45年長島縣夏季降水量呈現(xiàn)上升趨勢， 1971、2009、2013年突破600 mm，屬于降水極端年份，1999年夏季降水最少。從5a滑動(dòng)平均線來看，1970～1993年間夏季降水量處于緩慢下滑態(tài)勢，2003～2013年間逐步上升。

3.1.3秋季降水趨勢分析從圖4可以看出，近45年長島縣秋季降水量呈現(xiàn)明顯下降趨勢， 1992、2007年秋季降水都突破了200 mm，1997年秋季降水最少。從5a滑動(dòng)平均線看出，1976～

1988年降水量下滑，1988～1995年降水量有一個(gè)回升過程，之后降水量基本圍繞平均線上下波動(dòng)。

3.1.4冬季降水趨勢分析從圖5可以看出，近45年長島縣冬季降水量呈現(xiàn)略微下降趨勢，1997年冬季降水最多，突破80 mm，1995年冬季降水最少，僅為4.5 mm，最多年份為最少年份的17倍之多。從5a滑動(dòng)平均線來看，冬季降水量沒有明顯的上升和下降，基本圍繞平均線上下波動(dòng)。

3.2Man-Kendall趨勢分析

根據(jù)Man-Kendall趨勢檢驗(yàn)法，對1970～2014年長島縣的四季降水量分別進(jìn)行計(jì)算分析，結(jié)果見表1。春季和夏季β>0，說明其降水量呈上升趨勢，而秋季和冬季β<0，說明其降水量呈下降趨勢。其中，夏季和秋季的|Z|>1.96，說明其通過95%置信區(qū)間的檢驗(yàn)，上升趨勢顯著；春季和冬季的|Z|<1.96，說明其沒有通過95%置信區(qū)間的檢驗(yàn)，上升趨勢不顯著。Man- Kendall 趨勢檢驗(yàn)法對四季降水量趨勢的判斷與5a滑動(dòng)平均法得出的結(jié)論一致。

3.3Man-Kendall突變分析

根據(jù)Man-Kendall突變檢驗(yàn)方法，借助MATLAB 2014a軟件，計(jì)算出UF與UB并繪圖，結(jié)果見圖6～圖9。

3.3.1春季降水突變分析從春季降水量UF曲線變化趨勢（圖6）來看，2007年之前，UF<0，說明2007年以前，長島縣春季降水呈現(xiàn)下降趨勢，其中1971～1972、1976～1986年間，UF曲線值超過臨界值，說明在此期間，春季降水下降趨勢顯著。從2007～2014年，UF>0，說明降水趨勢呈現(xiàn)上升趨勢，但沒有突破0.05顯著水平，說明上升趨勢不明顯。UF與UB曲線相交于2005、2010、2013年，說明此三年為長島縣春季降水的突變年份。

3.3.2夏季降水突變分析從夏季降水量UF曲線變化趨勢（圖7）來看，2011年之前，UF<0，說明2011年以前，長島縣夏季降水呈現(xiàn)下降趨勢，其中1988～1994年間，UF曲線值超過臨界值，說明在此期間，夏季降水下降趨勢顯著。2011～2014年，UF>0，但沒有突破0.05顯著水平，說明降水呈現(xiàn)不顯著的上升趨勢。UF與UB曲線相交于2013年，說明2013年為長島縣夏季降水的突變年份。

3.3.3秋季降水突變分析從秋季降水量UF曲線變化趨勢（圖8）來看，1973年之后，UF<0，說明1974～2014年的40年間，長島縣秋季降水呈現(xiàn)下降趨勢，其中1980～1992年間，UF曲線值超過臨界值，說明在此期間，秋季降水下降趨勢顯著。在1972～1973年間，UF>0，說明降水趨勢呈現(xiàn)上升趨勢，沒有突破0.05顯著水平，說明上升趨勢不顯著。UF與UB曲線相交于1976年，說明1976年為長島縣秋季降水的突變年份。

3.3.4冬季降水突變分析根據(jù)冬季降水量UF曲線變化趨勢（圖9）來看，1970～2014的45年間，UF<0，說明在所研究的時(shí)間序列中，長島縣冬季降水一直呈現(xiàn)下降趨勢；除1988年UF曲線值超過臨界值，下降趨勢顯著外，其余年份均沒有超過臨界值，下降趨勢不明顯。從圖中交點(diǎn)分析，1973年是突變年份。

4結(jié)論

從 1970～2014年長島縣四季降水量數(shù)據(jù)分析中可以得出如下結(jié)論：

（1）長島縣年度及年內(nèi)降水量分布不均。降水量最大年（2009年）是最小年（1999年） 的3.8 倍。降水分配主要集中在夏季，而且不同年份夏季降水波動(dòng)也非常大，夏季降水量最多的年份（2009年）為最小年份（1999年）的 6.5倍。春秋兩季降水量基本保持在200 mm以下，冬季降水量全部在100 mm以下。夏季降水量占全年降水量的61.6%，而冬季降水量僅占5.2%，結(jié)合長島縣的地理位置，夏季降水量大主要與熱帶氣旋降水有關(guān)。

（2）根據(jù)趨勢分析法以及Man-Kendall檢驗(yàn)法，長島縣不同年代的春季和夏季降水量呈上升趨勢，夏季上升顯著；秋季和冬季降水量呈下降趨勢，秋季下降顯著。

（3）根據(jù)Man-Kendall突變檢驗(yàn)方法，對長島縣四季降水量的突變年份進(jìn)行了分析。春季降水突變年份為2005、2010、2013年；夏季突變年份為2013年；秋季突變年份為1976年，冬季突變年份為1973年。

參考文獻(xiàn)：

[1]

于群. 山東降水的多尺度性與地域特征研究[D]. 青島：中國海洋大學(xué)，2012.

[2]《中國海島志》編纂編委會(huì). 中國海島志（山東卷）[M].北京：海洋出版社，2014.

[3]崔璐瑩，徐琰，張磊.神木縣降水長期變化特征[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2014，42（30）： 10586-10589.

[4]魏鳳英. 現(xiàn)代氣候統(tǒng)計(jì)診斷與預(yù)測技術(shù)[M]. 北京：氣象出版社，2008.

[5]張潤潤. 香港地區(qū)降水趨勢及其演變過程分析[J]. 河海大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2010，38（5）：505-510.

[6]康淑媛，張勃，柳景峰，等. 基于 Mann-Kendall 法的張掖市降水量時(shí)空分布規(guī)律分析[J].資源科學(xué)，2009，31（3）：501-508.

[7]許繼軍，楊大文，雷志棟，等. 長江流域降水量和徑流量長期變化趨勢檢驗(yàn)[J]. 人民長江，2006，37（9）：63-67.

[8]褚健婷，夏軍，許崇育. 海河流域氣象和水文降水資料對比分析及時(shí)空變異[J]. 地理學(xué)報(bào)， 2009，64（9）：1083-1092.

[9]許紅艷. 浙江省主要河流水沙特征及變化趨勢分析[J]. 水文，2015，35 （3）：84-91.

[10]曹建廷，秦大河，羅勇，等. 長江源區(qū)1956～2000 年徑流量變化分析[J]. 水科學(xué)進(jìn)展，2007，18（1）：29-32.

[11]于延勝，陳興偉. 基于Mann- Kendall法的徑流豐枯變化過程劃分[J].

水資源與水工程學(xué)報(bào)， 2013，24 （1）：60-63.

[12]Hamed K H. Exact distribution of the Mann-Kendall trend test statistic for persistent data [J]. Journal of Hydrology， 2009， 365：86-94.

[13]王常山，王慶，夏艷玲，等. 1961-2011 年山東地區(qū)氣溫變化的區(qū)域差異特征及突變分析[J]. 魯東大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2013，29（4）：353-360.

[14]Hamed K H.Trend detection in hydrologic data： the Mann-Kendall trend test under the scaling hypothesis[J].Journal of Hydrology，2008，349： 350-363.

[15]李國棟，田海峰，彭劍峰，等. 基于小波和M-K方法的商丘氣溫時(shí)間序列分析[J]. 氣象與環(huán)境學(xué)報(bào)， 2013， 29 （3）：78-84.

[16]胡剛，宋慧. 基于Mann-Kendall的濟(jì)南市氣溫變化趨勢及突變分析[J]. 濟(jì)南大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2012，26 （1）：96-101.