温江站气候资料非均一性检验及订正

刘 佳, 马振峰, 范广洲, 田 俊

（1.成都信息工程学院大气科学学院,四川成都 610225;2.四川省气候中心,四川成都 610071;3.江西省气象科学研究所,江西南昌 330046）

0 引言

均一性的气候资料能反映气候的真实变化,是气候研究的基础。但由于迁站、环境变化等非气候因素的影响,导致单站气候资料产生不连续点,进而引起区域气候资料不能正确显示实际变化规律。因此气候要素的均一性检验和订正是局地气候变化检测的基础环节。国外均一性研究起步较早,Alexandersson、Robert Lund等[1-3]相继发展了SNHT、TPR、Potter等均一性检验方法,并用于北美和欧洲气候数据处理。Slonosky[4]和Wijingard[5]利用Buishand、Pettitt、Von Neumann方法检验ECA日平均气温、降水和气压数据的均一性。近年来,我国很多研究人员也开始关注气候资料的均一性研究,取得很大进展。刘小宁、宋超辉等[6-10]总结了气候资料序列的均一性检验方法,应用于我国部分台站气温和降水序列。并对气象资料的订正方法做出总结,包括逐步多元回归法、一元线性回归法、差值法、比值法、综合法,对比发现以逐步多元线性回归订正法效果最优。高晓蓉等[11]对山西五台山观测站气象要素均一性检验订正,发现台站迁移对于温度、相对湿度观测序列的均一性影响非常明显,以最高气温序列影响最为显著。李祥余[12]对比分析了厦门站气温均一性订正前后的年际和季节变化趋势,发现年均、最高、最低气温均呈现快速增温倾向。由此可见,对单站气象要素历史观测序列进行均一性检验和订正,深入分析各影响因素对资料均一性的不同作用,在气候研究中有非常重要的意义。

四川省的气候资料对研究西南地区气候变化有重要意义,但目前相关研究比较少。选取温江站,针对其由人为因素导致的“不连续点”,对平均气温、最高、最低气温、降水、相对湿度等年值序列,进行均一性检验及订正,从而将不均一的气候资料衔接,比较订正前后趋势变化的差异,进而分析单站资料的均一性对研究当地气候变化的作用。

1 资料及分析方法

1.1 资料

采用数据为四川省气候中心收集整理的温江气象观测站（56187）的地面逐年平均气温、最高和最低气温、气温日较差、平均降水、1mm雨日、相对湿度,时间为1960至2009年。数据来源于台站上报的气象报表,并进行了初步质量控制,剔除个别明显极端值。

温江气象站迁站 3次。1957年5月1日,由成都市南门外小天竺街169号（30.64°N,104.07°E,海拔484m）迁至成都市光华村四川省局院内（30.66°N,104.02°E,海拔499m）;1982年8月1日,由成都市光华村省局院内迁至成都市武侯区永丰乡郊外（30.64°N,104.03°E,海拔495.8m）;2004年1月1日,由成都市武侯区永丰乡郊外迁至成都市温江区气象局（30.42°N,103.50°E,海拔540.6m）。

1.2 检验方法

以温江站为中心,在半径150公里范围内,选择观测时间一致且序列均一的11个台站作为参考站,如表1所示,包括郫县、彭州、简阳、双流、名山等。表2列出了不同要素下待检站与各参考台站观测序列的相关系数ρi。发现气温、降水的相关系数随着水平距离增大而减小,其中气温的相关系数变化最为明显,距离较近台站的气温相关性非常高,系数均大于0.9,且通过显著性检验,而相对湿度的相关性较低。由此可见,气温和降水要素的序列代表性较强,可通过邻近台站建立的参考序列代表温江真实气候变化序列。但由于相对湿度的空间代表性略差于气温和降水要素,因此检验结果的可靠性较差,要进一步分析。

从这11站中,挑选5个与待检站的各要素序列相关性较好且序列较完整均一的台站（表2中以粗体突出）,作为待检台站的参考台站,利用比值法构造参考序列Yi,采用SNHT法、Buishand法、Pettitt法[5]进行均一性检验,各方法原理在文献[5]中已有具体介绍。对比了各方法具体差异,如表3所示。当检验统计量 T0大于置信水平为1%的临界值时,即确定气象要素存在非均一断点。依据Wijingaard所设定均一性检验思路,通过不同统计方法判断序列的均一性:3种方法全通过或通过2种的台站资料为均一,1种不通过的为可疑,至少2种不通过的为不可信。联系台站沿革资料,对可疑断点进行确定;对不可信资料判断为不均一序列,并分析资料产生断点的具体原因。

表1 站与参考站的情况

表2 温江站与参考站各要素观测序列的相关系数

表3 各种检验方法对比

2 检验与订正

2.1 均一性检验结果分析

2.1.1 气温

图1 温江站SNHT,Buishand range test,Pettitt test方法的均一性检验图

文中3种方法均以1%置信水平为临界值检验。图1（a）为温江站年平均气温采用SNHT、Buishand和Pettitt法的检验结果。通过SNHT对温江站的年均温度进行非均一性检验（图1a）,发现序列在1977～1979年统计值均超过了置信水平为1%的临界值（n=50,T90=11.3）,其中峰值出现在1978年,T0为13.90,可判断该值所在年份为断点年。同理Buishand法所计算的统计量在1978年存在极值为1.810（＞T90=1.78）,序列不均一;Pettitt法在1984年极值为263（＜T 90=293）未通过1%置信水平的检验。两种方法均检验出1978年存在断点,联系台站历史沿革资料,温江站于1982年、2004年发生迁站,由于环境变化不一定会即刻显示在气候要素的变化中。其不均一性影响程度、范围和时间也不是即时的。借鉴李庆祥[16]对于不连续点的研究方法,将断点年份与实际人为因素之间的时间误差定为5年。即断点存在于迁站或仪器变化时间的前后5年内,均为由人为因素导致的不均一。由此判断平均气温序列在1978年存在不连续点。

同理对温江站的最高气温（图1b）和最低气温（图1c）进行均一性分析,该站最低气温在1992年存在不连续点。图1（d）为气温日较差序列均一性检验结果,由图可见SNHT法和Buishand法均检验出在1992年存在断点,Pettitt法判断在1985年有断点。查找温江站仪器变更资料,其最高温度表在2001年、2002年发生变化,最低温度表在2004年发生变化。由此判断1992年的断点非仪器变更引起。气温的不连续点一方面可能是由于迁站或仪器变更造成,另一方面可能因为城市化效应的影响[17]。成都位于四川盆地西部,成都平原腹地。1982年后温江气象观测站迁至成都市武侯区永丰乡郊外,20世纪80年代观测站周围基本没有高层建筑,城市化效应较小。90年代永丰乡建立了四川省个体私营皮革加工贸易区,城市工业、交通迅速发展,人口的急剧增加以及下垫面结构的改变,大大地增加了城市热岛效应。因此,台站迁移和热岛效应是造成温江站平均、最低气温序列非均一性的主要原因。

2.1.2 降水

利用上述检验方法对温江站的降水、1mm雨日以及相对湿度序列进行均一性检验（图2）,其中年均降水序列和1mm雨日序列均未发现不均一断点的存在,这可能是由于温江站周围台站密度不够大,而降水量的空间连续性以及空间代表性差于气温要素。因此查找温江站的台站历史沿革,发现迁站和台站周边环境变化对降水量影响并不明显。相对湿度则在1992年存在不连续点,该断点与城市化效应之间的关系还有待进一步证实。

从各气候要素均一性检验结果看,气温对台站迁移更敏感,即气温受局地影响较大。此外,城市化效应对气候序列也会造成一定的影响。

图2 温江站SNHT,Buishand range test,Pettitt test方法的均一性检验图

2.2 非均一性序列的订正

运用1960～2009年温江（56187）和邻近的崇州（56181）、郫县（56272）、名山（56280）、简阳（56295）、金堂（56296）的均一资料进行逐步多元线性回归分析,求出其回归方程（见表4）。对以上方程进行回归方程显著性和订正公式适应性的检验,确认其在置信水平α=0.05是有效的,且订正公式均适应。

表4 温江站年平均、最低气温、相对湿度订正方程及相关统计值

以平均气温为例,将郫县和简阳1960～1978年实测值代入表4中的回归方程,计算出温江站1960～1978年的年均值作为其订正序列,连同1978～2009年实测气温资料形成最终订正后的完整序列。同理对温江站的最低气温、相对湿度的不连续点进行订正。

为了说明逐步回归订正结果的可信度,将订正后的资料与邻近台站的同期资料进行对比分析,分析（表5）:结果发现平均和最低气温订正前后趋势变化较小,订正前的相对湿度比5个参考站同期趋势大,订正后的温江站与周边台站气候资料的变化趋势接近,且相关系数均超过0.01（r0.01=0.3541）显著性水平检验。此外,温江站订正后资料均通过了均一性检验,如图3所示。由此可见,该订正结果具有可靠性。

表5 1960～2009年温江、崇州、郫县、名山、简阳和金堂站年平均、最低气温、相对湿度趋势对比

图3 温江站SNHT,Buishand range test,Pettitt test方法订正后序列的均一性检验图

3 订正资料与原始资料趋势对比分析

对比温江站订正前后的气候要素值,图4给出订正序列与原序列趋势比较,订正后的温江站平均气温、最低气温增加趋势值比订正前小,气温日较差的减弱趋势在订正后也减小。这一结果与全国、全球的大部分陆地区域同期气温日较差都在减小的结论相符[13-14]。相对湿度序列的减弱趋势订正后明显减弱。

比较均一化前后气候资料序列的增加幅度发现,订正前温江站平均气温变暖幅度约为1.7℃,增温速率为0.121℃/（10a）;订正后变暖幅度约为1.9℃,增温速率为0.116℃/（10a）,订正使变暖幅度增大。订正前后温江站相对湿度倾斜率分别为0.116/（10a）和0.085/（10a）,降幅减少。迁站和城市化效应对温江站气候序列均一性产生了一定影响,订正校正了以上不均一作用,同时对各气象要素的订正也表明了人为因素对最低气温、相对湿度的均一性影响较为明显,说明气候资料订正的重要性。

图4 订正前后的温江站序列年际变化

4 结论和讨论

对温江站1960～2009年逐年平均、最高、最低气温,降水、相对湿度等气候序列进行均一性检验和订正,并对比分析了订正前后的变化特征,得到以下结论:

（1）台站的迁移会对气候资料的均一性产生一定影响。通过对温江站气候序列均一性检验发现:气温对台站迁移较为敏感,而对降水的影响并不明显,这可能与周围台站密度不够大且降水量的空间连续性比较差有关。此外,城市化效应对气候序列也会造成一定的影响,但相对湿度的断点与城市化效应是否存在关系,还有待进一步证实。

（2）通过均一性检验发现气温序列在1978年存在不连续点,该断点存在于迁站或仪器变化时间（1982年）的前后5年内,判断为迁站因素导致的不均一。相对湿度序列在1992年存在断点,运用逐步回归订正法可以较可靠的对断点进行订正,并在此基础上建立新的气候序列。

（3）对订正后的气候序列对比分析发现,平均气温、最低气温订正后比订正前序列的增加趋势减弱,气温日较差逐年下降;相对湿度订正后比订正前的减弱趋势有所降低。比较均一化前后气候序列的变化幅度发现,温江站平均气温订正后增温速率为0.116℃/（10a）,相对湿度订正后倾斜率为0.085/（10a）,降幅减弱。进一步说明了气候要素的均一性检验和订正是局地气候变化检测的基础环节。表明不同要素的均一性受到迁站等因素影响程度各不相同,需要进一步区别分析。

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