徐金閣 龔璽

摘要 利用湘陰縣氣象站1960—2019年的日平均氣溫資料，運用線性傾向法、R/S分析法、Mann-Kendall檢驗法、Yamamoto法和小波分析法，對年代、年、季節(jié)和月氣溫的時間變化特征進行分析，結果表明，近60年來湘陰縣年平均氣溫總體呈現(xiàn)上升趨勢，增溫率為0.21 ℃/10 a;四季中春季增溫最顯著，夏季增溫最慢。R/S分析表明年、季平均氣溫在未來一段時間內(nèi)均呈上升趨勢;年平均氣溫在2002年發(fā)生突變，春秋兩季平均氣溫分別在2002和2003年發(fā)生突變，夏冬兩季平均氣溫未見明顯突變;年平均氣溫的變化存在周期性，第一主周期為32年，第二主周期為10年。

關鍵詞 氣溫;變化特征;線性傾向;R/S分析;Mann-Kendall檢驗;Yamamoto法;小波分析

中圖分類號 S 161.2? 文獻標識碼 A? 文章編號 0517-6611（2021）18-0215-04

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2021.18.052

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

Analysis on the Characteristics of Temperature Variation in Xiangyin County in Recent 60 Years

XU Jin-ge1，GONG Xi2

（1.China Energy Engineering Group Hunan Electric Power Design Institute Co.，Ltd.，Changsha，Hunan 410007;2.National Meteorological Information Centre，Beijing 100081）

Abstract Based on the daily average temperature data of Xiangyin County Meteorological Station from 1960 to 2019， the time variation characteristics of annual， seasonal and monthly temperature were analyzed by using linear trend method， R/S method， Mann-Kendall test method， Yamamoto method and wavelet analysis method.The results showed that in recent 60 years， the annual average temperature in Xiangyin County had shown an overall upward trend， with a temperature increase rate of 0.21 ℃/10 a;the warming was the most obvious in spring and the slowest in summer. R/S analysis shows that the annual and seasonal average temperatures would increase in the future;the annual average temperature will change abruptly in 2002， the average temperature of spring and autumn would change abruptly in 2002 and 2003 respectively， and the average temperature of summer and winter had no obvious change;the change of annual average temperature had periodicity， the first main cycle was 32 years， and the second main cycle was 10 years.

Key words Temperature;Variation characteristics;Linear trend;R/S method;Mann-Kendall test;Yamamoto method;Wavelet analysis

作者簡介 徐金閣（1986—），男，山東青州人，工程師，碩士，從事氣象資源應用研究。

收稿日期 2021-02-22

氣候變化是由大氣環(huán)流、海氣作用、人類活動等多方面相互作用的結果，局地氣候變化受陸地下墊面變化、河湖萎縮等人為影響因素更加顯著。氣候變化已經(jīng)成為當今世界各國政府和民眾日益關注的熱點問題，研究發(fā)現(xiàn)氣候變化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動存在顯著影響[1-3]。氣候變化對農(nóng)作物生長的影響也成為人們關注的主題，馮琳等[4]研究發(fā)現(xiàn)年均氣溫對中產(chǎn)區(qū)稻谷的氣候產(chǎn)量有顯著負效應;Bocchiola等[5]研究發(fā)現(xiàn)氣候變化可使得與玉米相關的農(nóng)業(yè)氣候資源發(fā)生數(shù)量和質(zhì)量的改變;邢虎成等[6]通過分析洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)氣象災情指數(shù)，發(fā)現(xiàn)高溫和4月低溫對農(nóng)作物影響較大;張超等[7]研究1961—2010年湖南省氣候變化對煙草種植的影響，指出高溫熱害自2000年發(fā)生突變，高溫熱害發(fā)生次數(shù)顯著增多。

許多研究發(fā)現(xiàn)，近30年來全國范圍內(nèi)存在不同程度的增溫趨勢。王遵婭等[8]研究發(fā)現(xiàn)全國氣溫在20世紀80年代以后上升明顯;任國玉等[9]研究發(fā)現(xiàn)我國大陸地區(qū)1951—2002年平均地表氣溫增幅約1.1 ℃，增溫速率接近0.22 ℃/10 a。近年來，部分學者對湖南省內(nèi)氣溫變化進行了研究，如張劍明等[10]研究發(fā)現(xiàn)1961—2006年湖南省年平均氣溫呈增加趨勢，且存在周期性變化;劉甜甜等[11]分析洞庭湖區(qū)氣溫對湖南省全省氣溫分布的影響，指出湖區(qū)東部存在暖區(qū)，月平均氣溫部分呈現(xiàn)出東高西低分布態(tài)勢;黃菊梅等[12]對洞庭湖區(qū)氣候趨勢預測進行了分析，為洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)氣候區(qū)域預測提供了重要參考。

筆者對湘陰縣近60年來的氣溫變化進行分析，以便了解東洞庭湖區(qū)氣候變化，旨在為當?shù)剞r(nóng)業(yè)氣象預報和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展提供一定的參考。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

湘陰縣位于湖南省洞庭湖區(qū)東南部，該研究原始數(shù)據(jù)為湘陰縣國家基本氣象站（28.41°N，112.53°E）1960—2019年日平均氣溫資料。

通過對數(shù)據(jù)完整性進行檢驗，發(fā)現(xiàn)60年數(shù)據(jù)序列完整，缺測率低于0.01%，通過自相關法對缺測數(shù)據(jù)進行填補;一致性檢驗未發(fā)現(xiàn)明顯的氣候不連續(xù)點，數(shù)據(jù)完整性和均一性良好，數(shù)據(jù)可靠性高。

1.2 研究方法 該研究采用線性傾向法[13]、R/S分析法[14]、Mann-Kendall檢驗法[15]、Yamamoto法[15]、小波分析法[16-17]，從年代、年、季節(jié)和月4個時間尺度上分析氣溫的變化趨勢、突變特征和周期性。

四季劃分：春季為3—5月，夏季為6—8月，秋季為9—11月，冬季為12月—翌年2月。

1.2.1 線性傾向法。

假設y表示隨時間序列x變化的氣候特征值，通過一元線性回歸進行擬合：

y=β 0+β 1x+ε（1）

式中，β 0為回歸常數(shù);β 1為回歸系數(shù)。β 1表示氣候要素y隨時間x的趨勢傾向，β 1的正負說明氣候要素y隨時間x的上升或下降趨勢，β 1的大小反映了上升或下降的速率。

1.2.2 R/S分析法。

R/S分析法是統(tǒng)計分析中用來處理時間序列的一種方法，它可以分析時間序列的分形特征和長期記憶過程，可定性描述時間序列未來變化趨勢。對于一個時間序列T，其均值為：

n=1nni=1T（i）（n=1，2，…）（2）

對時間序列極差和標準差進行比值計算，并進行冪指數(shù)函數(shù)擬合，即得到：

R/S=an2H（3）

兩邊取對數(shù)，進行線性回歸分析，即得Hurst指數(shù)H。

當H=1.0，表示歷史趨勢完全可以預測未來趨勢，具有自相似性;

當H=0.5，表示時間序列完全隨機，歷史趨勢與未來趨勢無關;

當0.5

當0

1.2.3 Mann-Kendall檢驗。

Mann-Kendall方法（簡稱 M-K法）是一種非參數(shù)統(tǒng)計檢驗方法，既可以檢測序列的變化趨勢，也可以進行突變點檢驗。

對于n個樣本量的時間序列x，構造一秩序列：

S k=ki=1r i（k=2，3，…，n）（4）

定義統(tǒng)計量：

UF k=[S k-E（S k）]Var（S k）（K=1，2，…，n）（5）

UF 1=0時符合標準正態(tài)分布，給定顯著性水平α，查正態(tài)分布表可得U α/2，若|UF i|>|U α/2|，則在顯著水平α下，序列具有顯著的趨勢變化，如α=0.05，置信區(qū)間臨界值U α/2=±1.96。將時間序列x逆序，重復上述計算過程，同時使

UB k=-UF k

k=n+1-k（k=1，2，…，n）（6）

繪制UF k和UB k曲線圖，若UF k和UB k 2條曲線交點位于置信區(qū)間內(nèi)，那么交點即為突變點。

1.2.4 Yamamoto分析。

對于時間序列x，設置某一時刻為基準點，基準點前后兩樣本量分別為n 1和n 2，前后兩子序列x 1和x 2的均值和標準差分別為 1、 2和s 1、s 2，定義統(tǒng)計量t和信噪比SNR分別為：

t=? 1-? 2s×1/n 1+1/n 2（7）

SNR=|? 1-? 2|s 1+s 2（8）

若n 1=n 2=IH，比較（7）和（8）兩式，得到：

t>SNRIH（9）

若取IH=10，SNR=1.0，相當于|t|>3.162，查t分布表，t α=t 0.01=2.878，即|t|>t α，超過α=0.01的顯著檢驗，說明兩段子序列的均值存在顯著差異，認為在基準點發(fā)生了突變。連續(xù)設置基準點，以滑動方式重復以上計算，得信噪比SNR序列，若SNR i>1.0，則認為i時刻有突變發(fā)生。

1.2.5 小波分析。

小波分析是在加窗傅里葉變換局部化思想基礎上產(chǎn)生的時頻局部分析方法，通過小波分析，時間序列上的一維變量信息在時間和頻率的二維平面展示。Morlet小波變換包含模、實部、虛部和幅值等變量，模的大小表示變量信息在不同時間尺度上的強弱，實部表示變量在不同時間尺度上的分布和位相2個方面信息。小波系數(shù)反映了變量在不同時間尺度下的變化幅度，其絕對值越大，說明在對應的時間尺度下的變化越顯著，小波系數(shù)峰值對應的時間尺度值即為變量變化的主要周期。

2 結果與分析

2.1 趨勢分析

2.1.1 氣溫的年代際變化。

統(tǒng)計分析湘陰縣1960—2019年年平均氣溫序列，結果發(fā)現(xiàn)（圖1），近60年湘陰縣多年平均氣溫為17.2 ℃，年平均氣溫波動劇烈，1960—2000年年平均氣溫呈先減小后增大趨勢，20世紀80年代平均氣溫達到最低值（16.7 ℃），自2000年前后開始，年平均氣溫顯著增大，2010—2019年平均氣溫達到近60年來最大值（17.9 ℃）。

采用最小二乘法對年平均氣溫變化趨勢進行回歸分析，得回歸方程為y=0.021x-24.046，可見近60年來湘陰縣年平均氣溫遞增率為0.21 ℃/10 a（相關系數(shù)0.628，通過α=0.01顯著性檢驗），與黃菊梅等[18]研究所得1960—2014年洞庭湖區(qū)平均氣溫增加速率為0.2 ℃/10 a基本一致。

為研究湘陰縣年平均氣溫的未來變化趨勢，采用R/S分析法對湘陰縣近60年年平均氣溫進行分析，計算年平均氣溫序列Hurst指數(shù)H=0.98>0.5，表明湘陰縣年平均氣溫在未來變化趨勢與歷史趨勢一致，具有正向持續(xù)性，即在未來氣候變化及人類活動穩(wěn)定發(fā)展的背景條件，湘陰縣年平均氣溫在未來一段時間內(nèi)仍呈升高趨勢。

2.1.2 氣溫的季節(jié)變化。

統(tǒng)計分析湘陰縣1960—2019年各季節(jié)平均氣溫變化趨勢，采用線性傾向估計回歸系數(shù)，結果發(fā)現(xiàn)（表1），四季平均氣溫均呈現(xiàn)升高趨勢，春季、秋季和冬季均通過α=0.01的顯著性檢驗，夏季通過α=0.05的顯著性檢驗，春季氣溫以0.35 ℃/10 a的速率升高最快，夏季氣溫遞增速率僅為0.03 ℃/10 a，較春季低一個數(shù)量級，說明夏季平均氣溫升高趨勢不顯著。

采用R/S分析法對湘陰縣1960—2019年各季節(jié)平均氣溫序列進行分析，計算春季、夏季、秋季、冬季平均氣溫Hurst指數(shù)分別為0.96、0.81、0.91、0.80，由此表明，湘陰縣四季平均氣溫未來均呈上升趨勢。

2.2 突變分析

2.2.1 年平均氣溫突變分析。

采用Mann-Kendall法（M-K法）和Yamamoto法對近60年來湘陰縣年平均氣溫進行突變檢驗，結果發(fā)現(xiàn)（圖2），M-K檢驗UF和UB變量曲線只有1個交點，交于2002年，交點位于U α=0.05=±1.96置信區(qū)間;Yamamoto檢驗（Step=9）在1965年前后、1995—1998和1999—2002年信噪比SNR>1。綜合分析，湘陰縣年平均氣溫在2002年發(fā)生突變。

由M-K檢驗UF變量曲線可以發(fā)現(xiàn)，正值年份為1960—1964、1998—2019年，其余年份為負值，表明湘陰縣年平均氣溫在1960—1964年呈上升趨勢，1965—1997年呈下降趨勢，自1998年開始年平均氣溫呈持續(xù)上升，且2004年開始變量值超出置信區(qū)間，說明自2004年開始年平均氣溫上升趨勢顯著。

2.2.2 季平均氣溫突變分析。

分別采用Mann-Kendall法和Yamamoto法對近60年來湘陰縣各季節(jié)平均氣溫進行突變檢驗（圖3和圖4）。

分析M-K檢驗UF變量曲線（圖3），春季平均氣溫在20世紀60年代、20世紀末期以來均為升溫趨勢，20世紀70—90年代均為降溫趨勢，自2005年變量曲線超出置信區(qū)間，說明近15年來春季增溫趨勢顯著。夏季平均氣溫自1964年即轉為降溫，直至2007年才轉為升溫，且在長達43年的降溫期間，變量曲線在置信區(qū)間邊界波動，說明降溫趨勢較明顯;自2007年開始轉為升溫趨勢，變量曲線均未超出置信區(qū)間，說明增溫趨勢不顯著，與線性趨勢分析一致。秋季平均氣溫2003年轉為升溫趨勢，早于夏季略晚于春季。除1962—1963年外，冬季平均氣溫在20世紀70—90年代基本均為降溫趨勢，且在70年代降溫趨勢顯著，自1997年轉為升溫，轉變時間明顯早于其他3個季節(jié)。綜上可知，近30年來四季均由降溫轉為升溫趨勢，按照轉變年份先后排序為冬季1997年、春季1999年、秋季2003年、夏季2007年。

春季平均氣溫M-K檢驗，變量曲線只有1個交點，位于U α=0.05=±1.96置信區(qū)間，對應年份為2002年;Yamamoto檢驗（圖4）發(fā)現(xiàn)，1992—1994、1996—1999、2002—2004年信噪比SNR>1，綜合判斷春季平均氣溫在2002年發(fā)生突變。同樣判斷，秋季平均氣溫在2003年發(fā)生突變。夏季和冬季平均氣溫M-K檢驗變量曲線均存在多個交點，Yamamoto檢驗未發(fā)現(xiàn)達到顯著性水平的突變點，說明夏季和冬季平均氣溫歷史上存在多個轉折點，但未發(fā)生顯著突變。

2.3 周期分析

對近60年來湘陰縣年平均氣溫進行Morlet小波分析，由時頻分布（圖5）可見，年平均氣溫在30～35、10～15年的時間尺度上存在周期變化。計算小波方差，可知32年的時間尺度為年平均氣溫變化的第一主周期，10年的時間尺度為第二主周期。其中32年的主周期時間尺度上存在2個正值中心和1個負值中心，振蕩周期中心分別對應1970、2010和1990年，說明年平均氣溫在近60年的時間序列上呈現(xiàn)“增—減—增”的振蕩周期，在1990年前后由減轉增，2010年前后的正值中心強度強于1970年，也說明進入21世紀后的增溫幅度較20世紀60年代更顯著。

3 結論

（1）近60年來湘陰縣年平均氣溫總體呈上升趨勢，氣溫遞增率為0.21 ℃/10 a。春季平均氣溫以0.35 ℃/10 a上升最快，夏季升溫不顯著。

（2）近60年來湘陰縣年平均氣溫在2002年發(fā)生突變，春季和秋季平均氣溫分別在2002和2003年發(fā)生突變，夏季和冬季平均氣溫未發(fā)生明顯突變。

（3）近60年來湘陰縣年平均氣溫變化存在周期性，第一主周期為32年，第二主周期為10年。

參考文獻

[1] 郭爾靜，楊曉光，王曉煜，等.湖南省雙季稻產(chǎn)量差時空分布特征[J].中國農(nóng)業(yè)科學，2017，50（2）：399-418.

[2] 劉蘭芳，肖志成，陳濤，等.近33年衡陽盆地的氣候變化與干旱發(fā)展趨勢[J].湖南農(nóng)業(yè)大學學報（自然科學版），2014，40（6）：637-642.

[3] 仇彥輝，趙興友，彭雯，等.石島地區(qū)氣候變化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2017，45（36）：190-192.

[4] 馮琳，龐玉亭，鐘琪，等.1980—2016年氣候變化對湖南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的影響[J].資源科學，2019，41（3）：582-590.

[5] BOCCHIOLA D，NANA E，SONCINI A.Impact of climate change scenarios on crop yield and water footprint of maize in the po valley of Italy[J].Agricultural water management，2013，116（2）：50-61.

[6] 邢虎成，劉玲，陸魁東，等.洞庭湖區(qū)農(nóng)業(yè)氣象災情指數(shù)與作物模式產(chǎn)量的灰色關聯(lián)分析[J].中國農(nóng)學通報，2020，36（3）：104-110.

[7] 張超，彭莉莉，黃晚華，等.1961—2010年湖南氣候變化特征及其對煙草種植的影響[J].湖南農(nóng)業(yè)大學學報（自然科學版），2012，38（5）：482-486，567.

[8]

王遵婭，丁一匯，何金海，等.近50年來中國氣候變化特征的再分析[J].氣象學報，2004，62（2）：228-236.

[9] 任國玉，郭軍，徐銘志，等.近50年中國地面氣候變化基本特征[J].氣象學報，2005，63（6）：942-956.

[10] 張劍明，黃晴.近46a來湖南省氣溫變化的若干特點[J].干旱氣象，2012，30（3）：387-392，403.

[11] 劉甜甜，郭海峰，禹偉，等.洞庭湖區(qū)的氣溫特征及其對湖南氣溫分布的影響[J].氣象，2008，34（10）：108-114.

[12] 黃菊梅，閆雍，馮慧，等.近年洞庭湖區(qū)氣候趨勢預測誤差分析[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2010，38（33）：18907-18910.

[13] 劉蘇峽，邱建秀，莫興國.華北平原1951 年至2006年風速變化特征分析[J].資源科學，2009，31（9）：1486-1492.

[14] 劉孟凱，楊佳，黃明海.南水北調(diào)中線總干渠沿線地區(qū)冬季氣溫特征分析[J].人民長江，2020，51（7）：93-99.

[15] 魏鳳英.現(xiàn)代氣候統(tǒng)計診斷與預測技術[M].2版.北京：氣象出版社，2007：66-72.

[16] 劉妮妮，孫芹芹.基于小波變換的廣州市氣溫降水年際變化規(guī)律分析[J].現(xiàn)代電子技術，2019，42（5）：173-175，179.

[17] 姜曉艷，劉樹華，馬明敏，等.中國東北地區(qū)近百年氣溫序列的小波分析[J].氣候變化研究進展，2008，4（2）：122-125.

[18] 黃菊梅，劉擎，歐陽芳芳，等.近55年洞庭湖區(qū)霧和風的時空特征[J].中國農(nóng)學通報，2017，33（27）：124-131.