基于SPEI的若爾蓋濕地干濕時空演變特征分析

羅登澤, 靳曉言, 強皓凡, 梁 川

(1.四川大學(xué) 水利水電學(xué)院 水力學(xué)與山區(qū)河流開發(fā)保護國家重點實驗室,成都 610065; 2.南方丘區(qū)節(jié)水農(nóng)業(yè)研究四川省重點實驗室, 成都 610066)

水分盈虧對陸地生態(tài)系統(tǒng)影響重大，而水分虧缺引起的干旱現(xiàn)象，是目前全球最為嚴重的氣象水文災(zāi)害之一[1]。在全球變暖的趨勢下，區(qū)域氣候的干濕狀況將發(fā)生變化，進一步加劇干旱進程[2]。我國干旱具有普遍性、連續(xù)性、季節(jié)性、地域性等特征，其不僅直接影響我國的糧食安全，還進一步影響水循環(huán)及其伴生水環(huán)境、水生態(tài)和水沙過程[3]。近年來，我國西南地區(qū)近年干旱頻發(fā)，如2003年西南伏秋旱、2005年云南春旱、2006年川渝伏旱、2009年西南秋冬春連旱等[4-6]，對當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展造成了嚴重影響。定量分析干濕的時空演變特征對區(qū)域抗旱減災(zāi)意義重大[7]。

目前，描述干旱現(xiàn)象主要通過干旱指數(shù)進行。常用的干旱指數(shù)有Palmer干旱指數(shù)(PDSI)、標(biāo)準(zhǔn)化降水指數(shù)(SPI)、綜合氣象干旱指數(shù)(CI)以及相對濕潤度指數(shù)M等[8]。其中，Vicente-Serrano等[9]于2010年提出的標(biāo)準(zhǔn)化降水蒸散指數(shù)(SPEI)同時考慮了溫度與降水對干旱的影響，并繼承了SPI多時間尺度的應(yīng)用性，在我國年均降水量大于200 mm的地區(qū)有良好適用性[10]，近年來得到廣泛應(yīng)用。如張艷芳等[11]利用SPEI討論了黃河源區(qū)干旱時空變化特征，發(fā)現(xiàn)源區(qū)近10 a來干旱程度減弱，呈暖濕化趨勢。王東等[6]應(yīng)用SPEI對西南地區(qū)干旱時空特征進行研究，指出西南地區(qū)近53 a來呈干旱化趨勢。王麗茜等[12]基于SPEI對長江上游干旱變化趨勢進行研究，發(fā)現(xiàn)長江上游東部地區(qū)干旱趨勢嚴重，而西北地區(qū)趨濕。

若爾蓋濕地地處青藏高原東北部，是世界上面積最大的高原濕地，其主導(dǎo)功能是水源涵養(yǎng)，兼具徑流調(diào)節(jié)、生態(tài)多樣性保護、沙化控制、調(diào)節(jié)局部小氣候、環(huán)境自凈及固碳等輔助生態(tài)功能[13]。若爾蓋濕地位于長江、黃河上游源區(qū)，素有黃河“蓄水池”之稱，其興衰對長江、黃河的水源涵養(yǎng)、生態(tài)保護至關(guān)重要[14]。隨著近年來全球變暖與人為活動的影響，濕地面積不斷減小，導(dǎo)致生態(tài)環(huán)境不斷惡化及黃河上游徑流量持續(xù)減小[15]。因此，研究分析該區(qū)域干濕時空演變特征意義重大。目前專門針對若爾蓋濕地干濕演變的研究較少，且以往的研究方法忽略了干旱發(fā)生的隨機性、模糊性和穩(wěn)定性，缺乏對干旱不確定性的度量。云模型考慮了定性概念的隨機性與模糊性，并實現(xiàn)了與定量值的相互轉(zhuǎn)換，為干濕時空演變特征提供了新的研究方法[16-17]。為此，本文基于標(biāo)準(zhǔn)化降水蒸散指數(shù)(SPEI)，采用Mann-Kendall檢驗法、云模型、經(jīng)驗正交函數(shù)(empirical orthogonal function，EOF)等方法分析若爾蓋濕地干濕時空演變特征，以期為江河源區(qū)干旱進程變化及濕地生態(tài)維護提供依據(jù)。

1 材料與研究方法

1.1 研究區(qū)概況與資料

若爾蓋濕地(32°20′—34°00′N，101°36′—103°30′E)地處青藏高原東緣(圖1)，是我國特有的沼澤分布區(qū)，還是全球面積最大的高原濕地，生態(tài)研究意義重大。該區(qū)域?qū)俅箨懶愿咴瓪夂颍錆駶櫍獌銎陂L，日溫差大，平均海拔3 500 m，年均降水量600～800 mm，年平均氣溫1℃左右[18]。

圖1若爾蓋濕地及其周邊氣象站分布

本文氣象數(shù)據(jù)由中國氣象數(shù)據(jù)共享服務(wù)網(wǎng)提供(http:∥cdc.cma.gov.cn/home.do)，由于研究區(qū)站點較少，選取若爾蓋濕地及其周邊地區(qū)共19個氣象站1961—2016年逐日氣象資料，包括降水量(P)、最高氣溫(Tmax)、最低氣溫(Tmin)、平均氣溫(Tmean)、相對濕度(RH)，10 m風(fēng)速(U10)、大氣壓強(p)和日照時數(shù)(n)。

1.2 研究方法

1.2.1 標(biāo)準(zhǔn)化降水蒸散指數(shù)計算 SPEI指數(shù)通過計算降水量與蒸散量的差值，比較其與平均狀態(tài)的離散程度并以此來反映某地區(qū)的干旱狀態(tài)[12]，具體計算步驟如下：

(1) 計算研究區(qū)域的潛在蒸散量(PET)。本文采用FAO-56推薦的Penman-Monteith公式計算潛在蒸散量。P-M公式計算的潛在蒸散量考慮了溫度、風(fēng)速、氣壓和相對濕度等要素，與干旱區(qū)或濕潤區(qū)的實際參考作物蒸散量均較為符合[19]，其計算公式如下[20]：

(1)

式中：Δ為飽和水汽壓曲線斜率(kPa/℃)；γ為干濕計常數(shù)(kPa/℃)；U2為2 m高處風(fēng)速(m/s)；Rn為凈輻射(MJ/m)；G為土壤熱通量(MJ/m2)；T為平均氣溫(℃)；es為飽和水氣壓(kPa)；ea為實際水氣壓(kPa)。除凈輻射Rn應(yīng)進行地區(qū)校正外，各變量根據(jù)FAO方法計算[21]。本文采用Yin等[20]輻射矯正的經(jīng)驗系數(shù)計算Rn。

(2) 計算逐月降水量與蒸散量的差值：

Dj=Pj-PETj

(2)

式中：Dj為某月水分盈虧情況；Pj為某月降水量；PETj為某月潛在蒸散量。

(3)

(4)

式中：F(x)為概率分布函數(shù)；參數(shù)α，β，γ依次為尺度參數(shù)、形狀參數(shù)和位置參數(shù)，通過線性矩法擬合得到。

(5)

(6)

式中：C0=2.515517；C1=0.802853；C2=0.010328；D1=1.432788；D2=0.189269；D3=0.001308。當(dāng)p>0.5時，將p替代為1-p并且SPEI取負值。

SPEI具有多時間尺度(可取1月、3月、6月、9月、12月、24月等)特征，文中主要分析12個月時間尺度下的SPEI指數(shù)。參考《氣象干旱等級》[22]及劉珂[2]、莊少偉[10]等對SPEI干濕等級的劃分，將干旱劃分為7個等級，見表1。

表1 SPEI指數(shù)干旱等級劃分

1.2.2 云模型 設(shè)U是一個精確數(shù)值量表示的論域，C為U上的定性概念，對于任一論域中的元素x，存在一個有穩(wěn)定傾向的隨機數(shù)u(x)∈[0,1]，稱為x對C的隸屬度，則x在U上分布稱為云，每個x稱為一個云滴，即對定性概念的定量描述。采用期望Ex、熵En和超熵He來描述云模型的數(shù)字特征。其中,期望Ex表示定性概念平均值的大小；熵En表示定性概念的不確定度，即對應(yīng)云滴相對于平均值的離散程度；超熵He是熵En的熵，反映了熵的穩(wěn)定程度，即云滴的凝聚性，亦即云層的厚度[17]。采用逆向云發(fā)生器計算Ex，En和He，實現(xiàn)定量數(shù)值到定性概念的轉(zhuǎn)化[23]。

1.2.3 Mann-Kendall趨勢檢驗法 Mann-Kendall趨勢檢驗法(簡稱M-K法)是廣泛應(yīng)用于水文和氣象隨機序列趨勢分析的非參數(shù)檢驗方法，無需樣本服從特定分布，且不受少數(shù)異常值的干擾[7]。本文采用M-K法分析若爾蓋濕地年尺度SPEI變化趨勢及顯著性水平。

1.2.4 經(jīng)驗正交函數(shù)分解 經(jīng)驗正交函數(shù)(EOF)分解是分析氣候時空演變特征時常用的方法。其原理是以矩陣的形式表示研究地區(qū)各站點不同時序氣候要素的觀測資料(m為該地區(qū)觀測站，n觀測時序):

(7)

將變量Xm×n看作是k個空間特征向量和對應(yīng)時間權(quán)重系數(shù)的線性組合:

Xm×n=Vm×k·Tk×n

(8)

式中:T為時間系數(shù)；V為空間特征向量，又稱空間模態(tài)。這一過程將變量場的主要信息集中由幾個典型特征向量表現(xiàn)出來[24]。本文對年尺度SPEI指數(shù)的年均變量場進行EOF分解，提取并分析典型特征向量，以此研究若爾蓋濕地干濕時空變化規(guī)律。

2 結(jié)果與分析

2.1 干濕時間分布特征的云模型分析

云模型能有效地描述干濕變化狀況，且能把干旱量化，并對其不均勻性的穩(wěn)定程度進行定量分析[17]。根據(jù)1961-2016年若爾蓋濕地各站點年及季度氣象資料計算各站點SPEI，對各站點不同時間尺度的SPEI指數(shù)取算術(shù)平均值，作為該研究區(qū)相應(yīng)時間尺度的面SPEI指數(shù)。以每年年、春、夏、秋、冬不同時間尺度的面SPEI指數(shù)作為樣本點，選取逆向云發(fā)生器算法計算不同時間尺度SPEI隸屬云的數(shù)字特征(表2)，然后根據(jù)正向云發(fā)生器算法計算云滴得到年SPEI隸屬云圖(圖2)。

表2 若爾蓋濕地SPEI時間分布隸屬云的數(shù)字特征值

圖2若爾蓋濕地年尺度SPEI指數(shù)時間分布隸屬云

云模型中，Ex越小，SPEI平均值亦越小，干旱程度越重；En越大，SPEI相對于平均值越分散，即干旱程度波動越大；He越大，干旱程度的不均勻性越不穩(wěn)定。由圖2、表2可知，近56 a來若爾蓋濕地SPEI均值為0.008，說明全年來看若爾蓋濕地處于正常水平，不表現(xiàn)為明顯干旱或濕潤；熵值(En)為1.078，結(jié)合隸屬云圖可知，云滴分布較為分散，表明SPEI分布不均勻程度較大；超熵值(He)為0.336，結(jié)合隸屬云圖，同一SPEI值對應(yīng)多個云滴，云層厚度較大，表明干濕變化不均勻程度的穩(wěn)定性較差。由表2可知，季節(jié)尺度上，Ex在春、冬兩季為負值，且春季(-1.306)小于冬季(-0.769)，說明若爾蓋濕地在春、冬兩季存在明顯干旱情況，且春季更為嚴重，多年平均水平表現(xiàn)為中度干旱；冬季的En，He為最小值，說明冬季干旱發(fā)生集中，且干旱趨勢化穩(wěn)定；春季的En，He值大于冬季，但小于夏季和秋季，表明春季干旱較為集中，干旱不均勻性較為穩(wěn)定；夏、秋兩季Ex為正值，說明夏季和秋季不干旱，秋季較夏季干濕變化更為分散，且變化的不均勻性更加穩(wěn)定。

2.2 SPEI的年際變化特征及M-K趨勢檢驗

從SPEI指數(shù)年際變化趨勢(圖3A)可以看出，若爾蓋濕地SPEI變化區(qū)間為-2.417～1.950，存在較多干旱或濕潤年。年SPEI以-0.142/10 a傾向率呈波動下降趨勢，表明濕地呈干旱化趨勢；其中SPEI最小值出現(xiàn)在2002年，為-2.417，屬極端干旱，且研究時段內(nèi)有1 a發(fā)生重度干旱，10 a發(fā)生輕度干旱。進一步根據(jù)累計距平曲線可知，近56 a來，濕地年SPEI總體大致呈“高—低—高—低”變化趨勢，即“偏濕—偏干—偏濕—偏干”的階段變化特征，4個階段分別為1961—1968年、1969—1974年、1975—1994年、1995—2016年，各階段平均年SPEI為0.869，-0.860，0.270，-0.306。1995年后，SPEI頻繁出現(xiàn)負值，干旱發(fā)生情況明顯增多，這與王東等[6]的研究結(jié)果一致。自2010年開始，年SPEI變化趨于平緩，濕地?zé)o明顯干旱或濕潤年。

為進一步分析若爾蓋濕地SPEI的年際變化特征，采用Mann-Kendall法對其進行趨勢顯著性檢驗和突變分析，見圖3B。年SPEI除1964年與1967年左右呈上升趨勢外，其余年份均呈下降趨勢，說明濕地近年來年際干旱呈加重趨勢。在0.05顯著性臨界線內(nèi)，UF，UB曲線于1969年、1975年、1978年、1980年、1985年、1988年、1992年相交，交點之后UF線未通過0.05顯著性水平檢驗，為進一步確認突變點是否可信，對年SPEI進行Pettitt檢驗，結(jié)果顯示各點均未達到0.05顯著性水平，表明在1961—2016年期間，濕地年尺度SPEI指數(shù)無顯著突變點。

2.3 SPEI空間分布特征的云模型分析

根據(jù)1961—2016年各站點年及季度的氣象資料計算各站點的SPEI并求得各站點算術(shù)平均值，以各站點不同時間尺度SPEI多年平均值為樣本點，分析空間尺度上的干濕演變特征，得到空間隸屬云的數(shù)字特征(表3)和隸屬云圖(圖4)。

圖4反映了若爾蓋濕地年尺度SPEI云模型數(shù)字特征，其中熵值(En)為0.880，小于時間分布的1.078，說明了濕地各站點多年SPEI反映的干濕變化比時間分布更為集中；超熵值(He)為0.230，也小于時間分布的超熵值0.336，說明濕地SPEI空間分布的不均勻程度變化比時間分布小，氣候的干濕變化更加穩(wěn)定。比較圖2與圖4，相對于時間分布，空間分布的隸屬云圖云層厚度更小，云滴也更加集中。由表3可知，季節(jié)尺度上，春、夏、秋三季空間分布的En均小于時間分布，即SPEI空間分布比時間分布的離散程度小；夏、秋兩季的He均小于時間分布，表明空間分布的不均勻穩(wěn)定程度較時間分布更大；秋季的En，He為四季中的最小值，說明其離散程度小，且不均勻程度的穩(wěn)定性最大。

圖3 若爾蓋濕地SPEI值年際變化和M-K突變檢驗曲線

圖4若爾蓋濕地年尺度SPEI空間分布的隸屬云

2.4 SPEI空間分布特征的EOF分析

為進一步分析若爾蓋濕地干濕變化的空間分布特征，對19個氣象站點1961—2016年的SPEI距平矩陣進行EOF分解，得到代表濕地干旱空間分布類型的相互正交特征向量。特征向量的方差貢獻率越大，其代表的旱澇空間分布形式越典型。每一模態(tài)的極大值所在區(qū)域即為濕地干濕變化最為敏感的地區(qū)。而時間系數(shù)反映了各時序在該種干濕空間分布形式下權(quán)重的大小；時間系數(shù)的絕對值越大，該年分布形式越典型[25]。濕地EOF分解結(jié)果表明，特征值最大的前3個特征向量累計方差貢獻率達67.37%，已能反映濕地干濕變化的主要空間分布特征。其后的特征向量方差貢獻率均較小，對應(yīng)的旱澇分布形式不典型，因此取前3個特征向量進行分析。

第一特征向量方差貢獻率為43.43%，代表了濕地干濕狀況變化的最主要特征。如圖5所示，第一特征向量均為正值，空間分布上具有很好的一致性，說明若爾蓋濕地干濕變化在全區(qū)一致。第一特征向量高值位于若爾蓋濕地北部及中部，說明碌曲—阿壩一線及若爾蓋、紅原等地對干濕變化的反應(yīng)最為敏感。其時間系數(shù)在波動中呈下降趨勢，說明全區(qū)干旱化趨勢明顯。由于第一模態(tài)空間系數(shù)均為正，則時間系數(shù)為正值的年份二者乘積也為正，表示該年屬于全區(qū)偏濕型，如1965年。相反，時間系數(shù)為負表示該年屬全區(qū)偏干型，嚴重干旱年份主要出現(xiàn)在1994年后，其中2002年為全區(qū)偏干最典型年。

圖5若爾蓋濕地SPEI第一模態(tài)空間分布及第一模態(tài)對應(yīng)的時間系數(shù)

第二特征向量方差貢獻率為15.38%，為若爾蓋濕地干濕空間分布的重要形式。

如圖6所示，第二特征向量在-0.28～0.37間變化，空間系數(shù)數(shù)值北負南正的緯向分布特征表明南、北地區(qū)干濕具有反相位變化的空間特征，即北部SPEI偏高(偏濕)時，南部SPEI偏小(偏干)，反之亦然。第二特征向量的時間系數(shù)呈上升趨勢，其中，1961-1987年，時間系數(shù)在負值區(qū)波動，表明濕地南部相對干旱而北部相對濕潤；1987年后時間系數(shù)在正值區(qū)波動，說明若濕地在1987年后北部地區(qū)由相對濕潤轉(zhuǎn)為相對干旱，南部地區(qū)則由相對干旱轉(zhuǎn)化為相對濕潤。

圖6若爾蓋濕地SPEI第二模態(tài)空間分布及第二模態(tài)對應(yīng)的時間系數(shù)

第三特征向量特征貢獻率為8.56%，也能對若爾蓋濕地干濕空間分布做出一定解釋。由圖7所示，第三特征向量呈西高東低的分布形式，表明東、西地區(qū)具有干濕反相位變化的經(jīng)向分布空間特征。第三特征向量的時間系數(shù)呈緩慢上升趨勢，其中，東部相對干旱而西部相對濕潤的年份主要有1965年、1979年、1989年、1997年，東部相對濕潤而西部相對干旱的年份主要有1973年、1990年、2010年。

圖7若爾蓋濕地SPEI第三模態(tài)的空間分布及第三模態(tài)對應(yīng)的時間系數(shù)

3 結(jié) 論

(1) 近56 a若爾蓋濕地干濕演變大致呈“偏濕—偏干—偏濕—偏干”4個階段，以1969年、1975年、1999年為變化節(jié)點；年SPEI以-0.142/10 a傾向率呈波動下降趨勢，表明濕地呈干旱化趨勢，且在1995年后干旱發(fā)生的情況增多。經(jīng)M-K檢驗，濕地SPEI無顯著突變點。

(2) 云模型分析表明，濕地SPEI空間分布的均勻程度比時間分布的均勻程度大，氣候的干濕變化也更加穩(wěn)定。相對于時間分布，空間分布的隸屬云圖云層厚度更小，云滴也更加集中。濕地各季節(jié)干濕變化亦呈現(xiàn)不同的強度、離散度和穩(wěn)定度。

(3) EOF分析得到的特征向量及對應(yīng)的時間系數(shù)反映了若爾蓋濕地干旱的時空演變主要特征。從SPEI-12的空間分布特征來看，受大尺度的天氣系統(tǒng)影響，第一特征向量表現(xiàn)為全區(qū)一致的干旱趨勢；南北反向差異和東西反向差異分別為第二和第三特征向量，反映了緯度、經(jīng)度對SPEI指數(shù)的影響。