太原市降水、氣溫變化趨勢分析

龍玉橋 李 偉

（江蘇省南京水利科學研究院水文水資源研究所 江蘇 南京 210029）

全球氣候變暖已是目前不爭的事實，聯合國政府間氣候變化專門委員會(IPCC)第一工作組的第四次評估報告《氣候變化2007：自然科學基礎》指出：近100a(1906年 ～2005年)地球表面氣溫上升了0.74℃，全球氣候呈現以變暖為主要特征的顯著變化。近50年的平均線性增暖速率為0.13℃/10a，幾乎是近100年的兩倍，而最近12年中有11年位列1850年以來最暖的12個年份之中[1]。氣候變化不僅會引起水資源在時空上的重新分配，而且可能加劇洪澇、干旱災害的發生頻率，進而影響到區域生態、乃至人類的生存環境[2]。

太原市是山西省省會，東接陽泉、西壤呂梁、北毗忻州、南鄰晉中，地理坐標為北緯 37°27′~38°12′，東經 111°31′~113°09′，全市轄三縣一市六區：清徐縣、陽曲縣、婁煩縣、古交市、小店區、迎澤區、晉源區、萬柏林區、杏花嶺區、尖草坪區，總面積6988km2。太原市是我國嚴重缺水的城市之一。其地下水超采已引發了泉水斷流、地面沉降等地質環境問題。氣候變化直接影響到水資源的多寡[3]，因此科學推斷該地區氣候變化趨勢是正確揭示其水資源變化、生態環境演化成因的重要基礎，也是該區域水資源的可持續開發利用及地質環境恢復的科學依據。

1 資料與方法

根據站點的空間分布、同時考慮資料的長度和連續性，選取太原市內的6個雨量站（汾河水庫、米峪鎮、上靜游、太原、二壩、董茹）進行分析。收集整理了自1951年～2006年以來的逐月降水量和氣溫資料，對個別缺測資料，則由鄰近站點觀測數據進行相關插補。

采用線性回歸法和Mann-Kendall秩次相關檢驗法進行氣溫變化趨勢的判別及顯著性檢驗其中線性回歸法的優點在于可以直觀給出時間序列是否具有遞增或遞減的趨勢，并且線性方程的斜率表征了時間序列的平均趨勢變化率[4,5]。Mann-Kendall趨勢檢驗法是一種非參數統計檢驗方法，與參數統計檢驗法相比，該方法不需要樣本遵從一定的分布，也不受少數異常值的干擾，而且計算也比較簡單，是目前比較常用的趨勢診斷方法[6]，以下簡要介紹Mann-Kendall方法：

UFi為標準正態分布，它是按時間序列 x1，x2，···，xn計算出的統計量序列，給定顯著性水平α，若，則表明序列存在著明顯的趨勢變化。按時間序列x逆序 xn，···，x2，x1，再重復上述過程，同時 使 UFk=-UBk,k=n,n-1，···,1,UB1=0。分析繪出的UFk和UBk曲線，當它們超過臨界線時，表明上升或下降趨勢顯著。

2 降水變化趨勢與分析

太原市地處大陸內部，屬北溫帶大陸性季風氣候。1951年～2006年全市平均降水量為439.0mm。降水多集中于6月～9月4個月，占年降水量的70%以上；年際差異較大，多年呈下降趨勢，年平均降水量極值比介于2.0～4.0之間，變差系數Cv值大多數介于0.26～0.33之間。

利用1951年～2006年各區域平均降水量資料，采用線性回歸法與Mann-Kendall秩次相關檢驗法，分析檢驗了各區域降水的變化趨勢及其顯著性。

由表1可以看出：①太原市6和12月降水量呈顯著增加趨勢，其M-K值分別為-2.390和-3.320，均超過置信水平為0.05的臨界值-1.96，平均遞增率分別為1.017mm/10a和0.112mm/10a；②太原市2月、5月、8月和10月降水量呈顯著遞減趨勢，其M-K值分別為-2.47、-2.53、-2.17和-2.06，均超過置信水平為0.05的臨界值-1.96，平均遞減率分別為0.301mm/10a、0.843mm/10a、1.663mm/10a和2.245mm/10a。③太原市1月和3月降水量呈弱遞增趨勢，而4月、7月、9月、11月降水量呈弱遞減趨勢。④太原市年均降水量受到各月降水量的綜合影響，由于全年8個月份的降水量都呈現遞減趨勢，且主要降水月份的降水量多數出現減少趨勢，故年均降水量呈現弱遞減趨勢，其M-K值為-1.26，平均遞減率約為13.034mm/10a。

為分析降水量的時程變化趨勢，圖1給出了年均及各月降水量M-K值的變化過程。由圖1可以看出：①在1972年之前，年降水量呈現弱增加趨勢，而1972后則呈持續減少趨勢，自1999年，其減少趨勢才較為顯著。②考察各月降水量M-K值的變化可以發現，各月降水量增減趨勢的強度變化主要集中在1970年～1980年之間，一般在1970年前，各月份降水量M-K值變幅較大，而在1980年后，多數月份降水量的M-K值變化幅度變小，相應出現弱增或弱減趨勢。③12月降水量M-K值變化較其他月份更為突出，主要可分為三個階段：1975年之前，該月降水量呈顯著增加趨勢，1975年～1985年該月降水量趨勢變化較小，1985年后降水量又呈顯著增加趨勢。

表1 太原市1951年~2006年降水及氣溫變化趨勢檢驗

3 氣溫變化趨勢與分析

太原市多年（1951年～2006年）平均氣溫為9.8℃，極端最高氣溫39.4℃，極端最低氣溫-25.5℃。以顯著性水平0.05的臨界值±1.96為判斷標準，由表1可以看出：①太原市各月平均氣溫均呈現升高趨勢，升高率為 0.093℃/10a～0.566℃/10a。②6 月、7月、8月和11月份氣溫呈弱升高趨勢，由于6月、7月和8月是全年氣溫較高的月份，這說明太原市較熱的月份的氣溫升高幅度較小。③太原市其余各月氣溫呈顯著升高趨勢，其中1月份氣溫升高趨勢最為顯著，其M-K值達4.38，氣溫升高率為0.566℃/10a。④太原市年均氣溫受到各月氣溫的綜合影響，由于全年各月氣溫均有升高趨勢，且氣溫較低的月份的氣溫升高趨勢顯著，使太原市年均氣溫也呈現顯著升高趨勢，其M-K值為5.40，年均氣溫升高率為0.328℃/10a。

由1951年～2006年年均氣溫及月均氣溫的M-K值變化過程曲線，可以看出：①太原市自1970年前，各月氣溫M-K值變幅較為集中，而1970年后各月M-K變化曲線則變得較為分散。②1970年前，3月份和年均氣溫升高趨勢較為顯著，其他月份氣溫呈弱升高趨勢。③1970年～1990年，1和7月份氣溫升高趨勢較為顯著，其他月份氣溫呈弱升高趨勢。④1990年后，1月～5月、12月及年均氣溫均呈顯著上升趨勢，其他月份氣溫呈弱升高趨勢。⑤1951年～2006年間，8月～11月氣溫呈弱升高趨勢，其M-K值變化幅度一直較為穩定。

4 結論

（1）采用線性回歸法和非參數Mann-Kendall檢驗法分析檢驗了太原市降水和典型站點氣溫的變化趨勢。結果表明：①1951年～2006年期間，太原市年降水量具有弱減少趨勢，平均遞減率約為13.034mm/10a。②太原市各月降水量增減趨勢各有不同，其中太原市6月和12月降水量呈顯著增加趨勢，平均遞增率分別為1.017mm/10a和 0.112mm/10a，而 2月、5月、8月和10月降水量呈顯著遞減趨勢，平均遞減率分別為 0.301mm/10a、0.843mm/10a、1.663mm/10a 和 2.245mm/10a。③太原市年均氣溫均呈現顯著性升高趨勢，其平均升幅為 0.328℃/10a。④除 6、7、8和11月份外，其余月份氣溫均呈顯著上升趨勢，1月份氣溫升高趨勢最為顯著，其氣溫升高率為0.566℃/10a。

（2）太原市的水資源貧乏，而降水是該地區地表水與地下水的主要來源之一。在全球變暖的氣候背景下，太原市降水弱減少而氣溫顯著上升的這一變化趨勢無疑將進一步加劇該地區水資源的供需矛盾，從面影響到該地區地質環境的保護與恢復。因此，應進一步科學地評估未來氣候變化對太原市水文特征的影響并積極探索氣候變暖情景下的該地區水資源管理的方法和對策。陜西水利

[1]IPCC.IPCC Fourth Assessment Report(AR4)[R].2007.

[2]王國慶,張建云,賀瑞敏,等.黃河蘭州上游地區降水、氣溫變化及趨勢診斷[J].干旱區資源與環境,2009,23(1):77-81.

[3]丁一匯.人類活動與全球氣候變化及其對水資源的影響[J].中國水利,2008:20-27.

[4]劉超.黃河上游主要干支流近期降水、徑流統計特征變化分析 [J].水土保持學報,2004,18(1):96-99.

[5]丁晶.隨機水文學[M].成都:成都科技大學出版社,1988.

[6]SERRANO A,MATEOS V L,GAREIA J A.Trend analysis ofmonthly precipitation over the Iberian Peninsula for the Period 1921-1995[J].PhysChem Earth(B),2005,24(1-2):85-90.