基于M-K 檢驗(yàn)和信息熵的烏魯木齊市降水時(shí)空變化分析

新素依爾·道恩德格

（新疆烏魯木齊水文勘測(cè)局，新疆 烏魯木齊 830000）

水資源是居民生產(chǎn)生活與生態(tài)過(guò)程發(fā)展的必需資源之一，是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)，水循環(huán)過(guò)程為環(huán)境發(fā)展和經(jīng)濟(jì)社會(huì)提供必不可少的水資源[1-2]。政府間氣候變化專(zhuān)門(mén)委員會(huì)（IPCC）研究指出，以氣候變暖為主要特征的全球氣候變化已成事實(shí)[1]，與此同時(shí)，水資源循環(huán)過(guò)程機(jī)制、時(shí)空分布模式也將發(fā)生改變。研究水資源的時(shí)空變化規(guī)律，對(duì)分析氣候變化背景下農(nóng)業(yè)氣候適應(yīng)性和防御旱澇災(zāi)害具有重要意義。烏魯木齊平原是我國(guó)西北新疆地區(qū)工農(nóng)業(yè)重鎮(zhèn)，區(qū)域綠洲聚集、地下水相對(duì)豐富、日照時(shí)數(shù)豐富，為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供良好的自然環(huán)境。然而近半世紀(jì)以來(lái)該區(qū)氣溫呈顯著升高趨勢(shì)，同時(shí)西伯利亞高壓與西風(fēng)環(huán)流異常導(dǎo)致干旱、暴雪、冰雹等災(zāi)害頻現(xiàn)。鑒于此，以烏魯木齊市67 年來(lái)水資源數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用Mann－Kendall 非參數(shù)檢驗(yàn)法分析區(qū)域水資源時(shí)間變化趨勢(shì)。

1 資料與方法

1.1 研究區(qū)概況

烏魯木齊地處我國(guó)西北邊疆，區(qū)域面積13788 km2。區(qū)域地處博達(dá)山、喀拉扎山、天格爾山環(huán)繞的腹地，地勢(shì)周高中低，高程介于490.6 m～5445 m，地勢(shì)起伏懸殊，以山地、平原、盆地為主。由于深居歐亞大陸中心，常年受西伯利亞高壓控制，氣候干燥少雨，偶爾西風(fēng)環(huán)流強(qiáng)勁帶來(lái)一定雨雪，冬季寒冷漫長(zhǎng)、夏季炎熱少雨、晝夜溫差較大，其多年平均降水量為194 mm，溫度為7.8℃。區(qū)域地表覆被程度低，森林覆蓋率為4.75%，荒漠與牧草用地達(dá)45%以上，水源涵養(yǎng)能力差。2012 年數(shù)據(jù)顯示該市水資源總量為9.969 億m3，其中地表水資源為9.198 億m3，地下水僅占0.771 億m3。

1.2 Mann-Kendall 檢驗(yàn)

水資源受降水及地下水的時(shí)序波動(dòng)與蒸發(fā)量影響，因而具有趨勢(shì)變化特性。Mann-Kendall(M-K)檢驗(yàn)法具有不受樣本值、分布類(lèi)型等的影響，深刻挖掘時(shí)間序列時(shí)間內(nèi)部隱含信息從而得出其規(guī)律，被廣泛應(yīng)用于自然變量的時(shí)間分析研究中。對(duì)于時(shí)間序列變量(X1，X2，…，Xn)，n 為時(shí)間序列長(zhǎng)度，M-K 法定義了統(tǒng)計(jì)量S：

其中Sgn()為符號(hào)函數(shù)，規(guī)則如下：

S 為正態(tài)分布，其均值為0，方差Var(S)=n(n-1)(2n+5)/18，當(dāng)n＞10 時(shí)，正太分布統(tǒng)計(jì)量計(jì)算如下：

若Z＞0，則表明降水在該時(shí)間序列呈增加趨勢(shì)，否則為降低趨勢(shì)，并且絕對(duì)值越大，則趨勢(shì)越明顯；且1.28、1.96、2.32 時(shí)分別通過(guò)90%、95%、99%的信度檢驗(yàn)，在該水平上顯著[3～4]。

1.3 研究數(shù)據(jù)

研究數(shù)據(jù)為新疆維吾爾自治區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒提供的水資源數(shù)據(jù)，由該市水文水資源局測(cè)取提供。水資源包含地表徑流資源、地下水資源，除去過(guò)境資源量與重復(fù)計(jì)算部分，即為該市有效水資源量。為解析水資源總量變化原因，從中國(guó)氣象局國(guó)家氣候中心網(wǎng)站提取了烏魯木齊市氣溫年值數(shù)據(jù)。采用Excel 2016 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)匯總，并進(jìn)行線性回歸分析；Matlab2018b 軟件編程實(shí)現(xiàn)M-K 突變檢驗(yàn)。

2 結(jié)果與分析

2.1 水資源總體概況

如圖1 所示，1951 年～2017 年烏魯木齊市水資源呈波動(dòng)變化，年水資源量最大值為1996 年的18.94 億m3，最低值為1967 年的6.30 億m3，平均值為11.37 億m3。水資源總量呈現(xiàn)弱的增加趨勢(shì)，其傾向斜率為0.0531 億m3/a，但未達(dá)到顯著水平(P＞0.05)，增加趨勢(shì)不顯著。為量化其年際變異性，根據(jù)其標(biāo)準(zhǔn)差與均值之比計(jì)算變異系數(shù)(CV)，得到CV=28.95%，介于0～1 之間，屬于中等程度變異，表明其年際波動(dòng)性略強(qiáng)。另外，采用5年移動(dòng)平均法模擬其波動(dòng)規(guī)律，結(jié)果表明其存在多個(gè)波峰波谷，總體趨勢(shì)復(fù)雜。

圖1 1951 年～2017 年烏魯木齊市水資源時(shí)間變化趨勢(shì)

2.2 水資源M-K 趨勢(shì)

圖2 1951 年～2017 年烏魯木齊市水資源M-K 趨勢(shì)檢驗(yàn)

采用M-K 非參數(shù)檢驗(yàn)法，繪制變量離差平方和曲線(UF)與變化過(guò)程曲線(UB)來(lái)反映變量局部信息。如圖2 所示，圖中虛線為設(shè)定顯著性水平為0.05，閾值線為±1.96,UF、UB 曲線在1980 年交匯，說(shuō)明該年為突變點(diǎn)，結(jié)合其發(fā)展趨勢(shì)可知由減少趨勢(shì)突變?yōu)樵黾于厔?shì)，然而UB 值并未觸發(fā)閾值線，說(shuō)明該突變特征不顯著(P＞0.05)。另外，結(jié)合UB 值域變化，可識(shí)別烏魯木齊水資源量年代變化，可知1951 年～1965 年間UB 的檢驗(yàn)值多超過(guò)閾值1.96 的水平，說(shuō)明在這些年內(nèi)其增加總趨勢(shì)相對(duì)明顯，而在1965 年～2003 年之間呈現(xiàn)減少的趨勢(shì)，2003 年～2017 年為增加的趨勢(shì)。

2.3 年水資源變化與氣候變化的關(guān)系

圖3 1951 年～2017 年烏魯木齊市水資源變化與降水、氣溫的關(guān)系

利用烏魯木齊市降水與氣溫的同步數(shù)據(jù)與區(qū)域水資源總量數(shù)據(jù)對(duì)比分析可知 (圖3)，前后兩者幾乎呈同頻變化趨勢(shì)。其中，烏魯木齊市近67 年來(lái)降水量的變化形式為(y=0.5376x+153.93，R2=0.5871)，在0.05 水平上 顯著，表明區(qū)域降水量增加趨勢(shì)十分明顯，這與黃家強(qiáng)等[5]學(xué)者研究結(jié)果一致。而氣溫的變化形式為(y=0.0351x+6.7078，R2=0.444)，也通過(guò)了5%水平信度檢驗(yàn)，說(shuō)明區(qū)域增溫趨勢(shì)明顯，這與劉盛梅[6]的研究結(jié)論吻合。降水是水資源的直接、有效來(lái)源，近67 年來(lái)烏魯木齊市降水量逐漸增加，然而水資源的增加趨勢(shì)并不顯著，這主要由于該區(qū)氣溫升高較大，最高速率可達(dá)1.28℃/10 a，增加的降水量受蒸散影響未能形成有效水資源所致。

3 結(jié)論

烏魯木齊市深居干旱氣候帶上，區(qū)域降水稀少、徑流缺失、水資源呈資源性缺乏，是區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的限制因素之一。隨著全球氣候變化加劇，西風(fēng)環(huán)流與北大西洋氣流活動(dòng)有所增強(qiáng)，一定程度上增加了降水量，然后暖干化的氣候變化趨勢(shì)導(dǎo)致區(qū)域蒸發(fā)旺盛，降水難以產(chǎn)流匯聚形成有效水資源，因而區(qū)域水資源緊缺的問(wèn)題無(wú)法依賴(lài)于氣象變化來(lái)緩解。雖然烏市水資源總體呈弱的增加趨勢(shì)，然而該區(qū)人均水資源占有量仍然處于全國(guó)低值水平，今后的工作應(yīng)該考慮加強(qiáng)水資源的科學(xué)規(guī)劃與空間調(diào)配，為水資源安全提供長(zhǎng)宜之計(jì)。