榮先遠+王宏偉+匡文怡+岳國花

摘 要：該文以舒城縣1957—2015年的降水、氣溫等資料為基礎(chǔ)，采用線性趨勢分析、Morlet小波分析、Mann-Kendall突變檢驗、相關(guān)性檢驗等方法，系統(tǒng)分析了近59年來舒城縣降水氣候特征。結(jié)果表明：近59年舒城年降水量呈現(xiàn)以14.227mm/10a的線性趨勢緩慢增加；1957—1965年存在7a振蕩的主周期和3a振蕩的次周期，1966—1975年存在10a振蕩的主周期和7a振蕩的次周期，1976—1998年存在10a振蕩的主周期和2a振蕩的次周期，1999—2010年存在6a振蕩的主周期和4a振蕩的次周期，2011—2015年存在5a振蕩的主周期和2a振蕩的次周期；近59年舒城年降水量沒有顯著的增長或減少趨勢；年降水量與年雨日數(shù)之間存在顯著正相關(guān)性；年降水量與年平均溫度存在負相關(guān)性，自進入21世紀以來，與年平均溫度的相關(guān)性正在逐漸減弱。

關(guān)鍵詞：降水；氣候特征；小波分析；MK突變檢驗；舒城縣

中圖分類號 P426 文獻標(biāo)識碼 A 文章編號 1007-7731（2017）08-0163-02

1 引言

進入21世紀以來，全球極端天氣頻發(fā)，氣候變化問題日益突出，在氣候變化的背景下降水氣候特征也發(fā)生了顯著變化。降水是一個地區(qū)的重要氣候資源，降水變化對氣候變化趨勢有著重要的指示作用，因此，研究區(qū)域的降水變化規(guī)律，對于協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展和人類生存環(huán)境的關(guān)系，促進社會經(jīng)濟與生態(tài)環(huán)境建設(shè)具有重要的指導(dǎo)意義[1]。

本文利用1957—2015年近59年的降水、氣溫等資料，對舒城縣的降水氣候特征進行分析，以期能進一步了解當(dāng)?shù)亟邓兓?guī)律，為該地區(qū)降水氣候診斷和汛期氣候趨勢預(yù)測提供依據(jù)，為防災(zāi)減災(zāi)提供決策參考。

2 資料和方法

本文選用舒城縣1957—2015年逐年降水、氣溫等資料，采用線性趨勢分析、Morlet小波分析、Mann-Kendall突變檢驗、相關(guān)性檢驗等方法[2-4]，繪制變化曲線，分析舒城縣暴雨氣候特征及其變化情況。在資料統(tǒng)計時做如下規(guī)定，日降水量的統(tǒng)計時段為24h（20：00至次日20：00）。

2.1 線性趨勢分析 本文采用線性擬合得出的氣候傾向率來討論降水的平均變化趨勢。因此，分析年降水量變化曲線并在此基礎(chǔ)上建立年降水量一元線性回歸方程：

Y（t）=bt+c

其中Y（t）為年降水量；t為時間；系數(shù)b為線性趨勢項，其正負反映年降水量逐年上升或下降的趨勢，b×10稱為氣候傾向率，表示氣象要素每10年的變化率。

2.2 Morlet小波分析方法 Morlet小波是正弦和余弦波的振幅被Gauss函數(shù)調(diào)節(jié)產(chǎn)生的，表示成復(fù)小波。Morlet小波分析具有多分辨率分析的特點，它優(yōu)于傳統(tǒng)的Fourier分析。Morlet小波系數(shù)的實部表示不同特征時間尺度信號在不同時間上的分布和位相兩方面的信息，變化系數(shù)的大小代表某一尺度波動振幅的大小，反映它所對應(yīng)時段時間尺度的周期性是否顯著，正的小波系數(shù)反映出分析對象在該時間段為偏多期，負值時反映為偏少期，小波系數(shù)零值線，對應(yīng)要素氣候突變期。

2.3 Mann-Kendall（M-K）突變檢驗方法 M-K突變檢驗是一種非參數(shù)統(tǒng)計檢驗方法。在M-K突變檢測中，給定顯著性水平α=0.05，那么臨界值U0.05=±1.96，將UF（原氣象序列）和UB（反向氣象序列）曲線圖與±1.96兩條臨界直線繪在一張圖上。若UF或UB超過臨界直線，表明上升或下降趨勢顯著，超過臨界線的范圍確定為出現(xiàn)突變的時間區(qū)域。如果UF或UB兩條曲線出現(xiàn)交點，且交點在臨界線之間，那么交點對應(yīng)的時刻便是突變開始的時間。

3 降水氣候特征分析

3.1 降水的年變化特征 從年平均統(tǒng)計來看，舒城年平均降水量為1 126mm。根據(jù)圖1可以看出，舒城年降水量的年際變化很大，最多年的年降水量達1 683mm，最少年為703mm。從線性變化趨勢來看，舒城縣年降水量總體呈波動式的緩慢上升趨勢，分析得出變化趨勢方程為：

Y（t）=1.4227x+1083.5

表明舒城縣年降水量呈現(xiàn)以14.227mm/10a的線性趨勢緩慢增加。

3.2 年降水量的周期分析 從Morlet小波分析圖（圖2）可以看出，舒城年降水量呈現(xiàn)周期性變化規(guī)律：1957—1975年存在7a振蕩的周期，1976—1998年存在10a振蕩的周期，1999—2015年存在3～4a振蕩的周期。目前年降水量正處于偏多期。

3.4 年降水量的趨勢及突變檢驗 應(yīng)用Mann-Kendall方法檢測舒城年降水量序列的突變狀況。由圖3可見，年降水量的UF和UB曲線分別在1962年、1965年、1969年、2010年和2013年出現(xiàn)的交點，但曲線都沒有超過臨界直線。因此，1957—2015年舒城年降水量呈現(xiàn)不規(guī)律的增長或減少，未通過95%的信度檢驗，表明舒城年降水量沒有顯著的增長或減少趨勢。從總體趨勢看UF曲線是上升的，表明舒城年降水量是逐漸增加的，這與線性趨勢分析的結(jié)果一致。

3.5 年降水量與年平均溫度的關(guān)系 由圖4的年降水量與年平均溫度作相關(guān)性分析，得出相關(guān)系數(shù)為-0.281，通過顯著性水平α=0.05的信度檢驗（檢驗標(biāo)準(zhǔn)為0.256），但未通過顯著性水平α=0.01的信度檢驗，說明年降水量數(shù)與年平均氣溫負相關(guān)。

4 結(jié)論

（1）近59年舒城年平均降水量為1 126mm；舒城年降水量的年際變化很大，最多年的年降水量達1 683mm，最少年為703mm；舒城年降水量呈現(xiàn)以14.227mm/10a的線性趨勢緩慢增加。

（2）Morlet小波分析表明：1957—1965年存在7a振蕩的主周期和3a振蕩的次周期，1966—1975年存在10a振蕩的主周期和7a振蕩的次周期，1976—1998年存在10a振蕩的主周期和2a振蕩的次周期，1999—2010年存在6a振蕩的主周期和4a振蕩的次周期，2011—2015年存在5a振蕩的主周期和2a振蕩的次周期；目前年降水量正處于偏多期。

（3）M-K突變檢驗表明：近59年舒城年降水量呈現(xiàn)不規(guī)律的增長或減少，未通過95%的信度檢驗，表明舒城年降水量沒有顯著的增長或減少趨勢；近59年舒城年降水量總體是逐漸增加的，這與線性趨勢分析的結(jié)果一致。

（4）年降水量與年雨日數(shù)之間存在顯著正相關(guān)性（r=0.565）；年降水量與年平均溫度存在負相關(guān)性（r=-0.281）。

參考文獻

[1]張金屯.全球氣候變化及對農(nóng)業(yè)的影響[J].環(huán)境與開發(fā)，1999，14（4）：5-9.

[2]魏鳳英.現(xiàn)代氣候統(tǒng)計診斷與預(yù)測技術(shù)（第二版）[M].北京：氣象出版社，2007.

[3]吳洪寶，吳蕾.氣候變率診斷和預(yù)測方法[M].北京：氣象出版社，2005：208-224.

[4]廖雪萍，覃衛(wèi)堅，唐炳莉，等.廣西近50年暴雨日數(shù)變化的小波分析[J].氣象，2007，33（12）：39-45.

（責(zé)編：張宏民）