东江流域近50a气温变化特征分析

东江流域近50a气温变化特征分析

世界气候恶化是一个不可避免的事实。根据ipc第四阶段的评估报告，世界表面温度在100年前增加了0.74，并在20世纪90年代初达到顶峰。最温暖的12个a型出现在1995年至2006年。人类活动是世界气候变化的主要原因。广东省位于广东省和江西省。是珠江流域的第三大水系，总面积为36.36km/2。亚热带季风气候。近几十年来，东江流域的社会经济快速发展，城市化进程正在加快。特别是，深圳、广州、东莞是广东省经济最发达的地区。在全球变化的背景下，人类活动是否会影响广东省流域的温度变化，以及流域温度变化的时空规律。本文选取了广东省及周边地区近50年来气温变化的时间特征、季节性和突变特征，为该流域近50年的气温变化提供了时间特征。本文在前人研究基础上，根据监测方式，分析了广东省近50年来气温变化的时空特征、周期性和突变特征。1数据和方法1.1平均气温序列东江流域及邻近12个气象站点1959—2004年历年逐月完整的气温数据资料由国家气象信息中心气象资料室(中国气象科学数据共享服务网/)提供,基于所选气象站点数据资料建立东江流域年平均(1—12月)、春季(3—5月)、夏季(6—8月)、秋季(9—11月)、冬季(12—2月)等季节平均气温序列.1.2学习方法1.2.1标准曲线a型Mann-Kendall非参数检验统计方法是世界气象组织(WMO)推荐的应用于环境数据时间序列趋势分析的一种方法,被广泛用于水文、气象时间序列的趋势分析.在趋势检验中,假设H0表示数据集X的样本独立同分布,没有趋势存在.可选假设H1表示数据集X中存在一个单调趋势.Mann-Kendall统计检验方法可定义如下:Zc=⎧⎩⎨⎪⎪⎪⎪⎪⎪S−1varS√0S+1varS√S>0,S=0,S<0.(1)S=∑t=1n−1∑k=t+1nsgn(Xk−Xt),(2)Ζc={S-1varSS>0,0S=0,S+1varSS<0.(1)S=∑t=1n-1∑k=t+1nsgn(Xk-Xt),(2)当Xk-Xt大于、等于和小于0时,sgn(Xk-Xt)相应地分别等于1、0和-1.如果-Z1-α/2≤Zc≤Z1-α/2,接受零假设H0,其中±Z1-α/2是标准正态分布的1-α/2分位数,α为显著性水平.检验序列的趋势,单调趋势大小Kendall倾斜度是一个很有用的指标,其精度要比非对称的回归统计量更高一些,公式如下:β=Median(Xi−Xji−j),∀j<i,(3)β=Μedian(Xi-Xji-j),∀j<i,(3)式中:1<j<i<n,β是整个数据序列中的所有组合相邻单元变化率的中值,当β>0时,反映上升的趋势,当β<0时,反映下降的趋势.Mann-Kendall非参数检验法也常用于气候突变的检测,其原理见文献,在此不再赘述.1.2.2含义预测分析方法R/S分析法最早由英国科学家赫斯特(Hurst)于1965年提出,后经Mandelbrot等在理论上对该方法做了进一步补充和完善,使其成为对时间序列的未来趋势具有较强预测能力的非参数分析方法.R/S分析方法中用H表示Hurst指数,当H=0.5时表示时间序列相互独立,完全随机,任意时刻t的数值与过去历史行为无关;0.5<H<1,表明时间序列具有长期相关的特征,即过程具有持续性,反映在气候因子上,则表明未来的气候整体变化将与过去的变化一致,H越接近1,持续性越强;0<H<0.5,表明时间序列具有长期相关性,但将来的总趋势与过去相反,即过程具有相反的持续性,H值越接近0,反持续性越强.1.2.3基于功率谱分析的功率谱估计步骤谱分析是时间序列在频域上进行分析的方法,由功率谱分析可以得到一时间序列总体的显著变化周期,该方法已广泛应用于气象学、地理学的各个领域,其具体求功率谱估计的步骤可参见文献.2结果与分析2.1a年、季平均气温变化的空间变化图1-a呈现了Mann-Kendall检验法对1959—2004年来东江流域年均气温变化趋势的检测结果,如图可见近50a来东江流域年平均气温存在明显的增温趋势,达到了α=0.01的显著性水平,增温速率为0.17℃·(10a)-1(表1),小于同期全国年平均气温的增温速率(0.22℃·(10a)-1).从M-K检测曲线可以看出,东江流域年平均气温在1967年前为比较稳定的波动变化,1967—1972年气温急剧下降,1972年以后气温表现为波动上升的态势,特别是在1989年以后增温幅度明显变大,气温迅速上升,1999年左右超过99%的置信线,达到显著增温水平.R/S分析结果(图1-b)显示流域年平均气温H=0.88,表明东江流域年平均气温序列具有长期相关性,即未来变化将与过去的变化趋势相同,过去流域年平均气温的升温趋势预示着将来年平均气温总体趋势仍将持续上升,且这种升温持续性很强.通过对东江流域各季节气温变化趋势的检测(表1)可以发现,整个流域夏、秋、冬季气温变化都达到了α=0.01的显著升温水平,而春季的气温变化趋势不明显.从气温增温速率β值来看,流域冬季升温幅度最大,其升温速率达到了0.37℃·(10a)-1,明显高于其他季节的气温增长率,对流域年平均气温的升温趋势贡献率最大,春、夏、秋季气温变化幅度大致相同,处于0.12～0.14℃·(10a)-1之间.Hurst指数结果(表1)显示夏、秋两季H都在0.9以上,即2个季节的气温增温持续性很强,未来气温仍将处于一种上升状态.春季的H最小(0.66),说明流域春季气温未来变化与过去的变化趋势相关性较弱,未来气温变化趋势可能与过去变化趋势所有不同.图2为近50a来东江流域年、季平均气温变化趋势的空间分布图,就流域年平均气温而言(图2-a),整个流域年平均气温Kendall倾斜度β均为正值,即整个流域都存在一定程度的升温,其变化升幅为:0.06～0.44℃·(10a)-1,流域上游及中下游的西部增城附近地区气温升温幅度较小,在0.14℃·(10a)-1以下;中游以连平、东源为中心的局部地区气温变化幅度较大,大致在0.22～0.29℃·(10a)-1,气温增长率最大值出现在流域下游南部深圳附近,升温速率在0.37℃·(10a)-1以上.就季节气温而言,其气温变化趋势的空间分布格局与全年基本一致(图2-b～e),气温增温速率最大值出现在深圳附近,而以寻乌及增城为中心的局部地区为气温升温幅度较小的地区.这种气温变化趋势的空间分布可能与社会的经济发展程度和人类活动有关,近50a特别是改革开放以来,以深圳为中心的东江流域下游地区经济的高速发展,城市化进程的加快,土地利用类型的改变,这些对气温的上升都起到了促进作用,而流域上游地区多为山地,生态环境相对较好,社会经济发展速度较慢,人类活动对当地气温变化的影响不及下游地区.2.2功率谱值对比对1959—2004年东江流域年、季平均气温序列进行功率谱分析(见图3),在95%置信检验(红、白噪声检验)条件下,可以看到流域全年及夏、秋季平均气温分别存在2.31、2.5、30a的显著变化周期,春季功率谱值虽在高频部分存在一个较为明显的峰值,但没有通过95%的信度检验.2.3统计差异变化的检验气候突变是普遍存在于气候系统中的一种重要现象,是指气候从一种稳定态(或稳定持续的变化趋势)跳跃式地转变到另一种稳定态(或稳定持续的变化趋势)的过程,它表现为气候在时空上从一种统计特征到另一种统计特征的急剧变化.其检测方法有多种,M-K方法是一种非参数统计检验方法,不需要样本遵从一定的分布,也不受少数异常值的干扰,避免了人为因素的影响,是目前进行气候突变比较客观、准确的方法.图4呈现了M-K法对1957—2007年东江流域年平均气温变化的突变检测结果,东江流域年、季平均气温变化的突变年份并不一致,冬季与全年平均气温突变年份基本相同,发生在1994年左右,这也进一步说明了流域冬季气温变化对全年气温变化影响的重要性,春、夏、秋3季气温突变点分别在2000、1980、1988—1989年左右.3年、季平均气温变化趋势1)1959—2004年东江流域年平均气温存在显著的升温趋势,增温速率为0.17℃·(10a)-1,流域夏、秋、冬季气温变化也达到了α=0.01的显著升温水平,春季的气温变化趋势不明显,其中冬季气温升温幅度最大(0.37℃·(10a)-1),对流域年平均气温的升温趋势贡献率最大.2)近50a来东江流域年、季平均气温变化趋势的空间分布格局基本一致,流域气温增温速