太湖流域梅雨的划分及其典型年异常成因分析*

吴 娟 ，梁 萍，林荷娟，吴志勇，钱琦雯

(1：太湖流域管理局水文局(信息中心)，上海 200434) (2：上海市气候中心，中国气象局上海城市气候变化应对重点开放实验室，上海 200030) (3：河海大学水文水资源学院，南京 210098) (4：南京信息工程大学，南京 210044)

梅雨通常是指每年初夏6、7月份在中国长江中下游流域、日本中南部、韩国南部等地出现的连阴雨现象[1]. 梅雨是一个区域气候学概念，区域内不同省(市)的梅雨起始日期可能不一致，但区域入梅日期应为该区域内集中降雨的开始和大气环流转变的时间[2]. 各省(市)在制定本地入/出梅标准时，有的以降雨实况为标准，有的以大气环流特征为标准，有的同时考虑降雨和大气环流的变化[3]，当符合了各自制定的标准，相应地区就入/出梅了. 然而，即使采用同一类标准，区域内各省(市)所处的地理位置不同、梅雨监测的具体指标不同，导致了计算的入/出梅日期差异较大、可比性较差，对梅雨预测产生了一定影响. 为解决这些问题，《梅雨监测指标》(GB/T 33671-2017)(以下简称“国标”)于 2017年12月正式实施[4]. 国标将梅雨监测区域分为江南区、长江中下游区和江淮区，通过制定雨日雨期、西太平洋副热带高压(以下简称“副高”)脊线位置、日平均气温等标准，综合反映梅雨期降雨过程多、雨强大、高湿闷热的气候特征[5].

从气候分区来看，太湖流域属于长江中下游区，总面积为37097.8 km2，行政区划分属江苏、浙江、上海、安徽三省一市，其中江苏省19310.7 km2、浙江省12386.1 km2、上海市5176.0 km2、安徽省225.0 km2. 梅雨是太湖流域汛期重要的降水来源，正常梅雨量可占汛期降水量的30%～40%成，梅雨是太湖流域洪涝灾害的主要降雨类型[6]，3次流域性大洪水(1991、1999、2016年)均由异常偏多的梅雨造成，导致太湖水位长时间超警戒甚至超设计[7]. 长期以来，由于缺少针对太湖流域的入/出梅标准，太湖流域的历史入/出梅日期主要根据江苏、浙江、上海入/出梅日期综合而定，通常以第一个省(市)当年宣布的入梅日定为流域入梅日，以最后一个省(市)当年宣布的出梅日定为流域出梅日. 然而，流域各省(市)宣布入/出梅日期大多是根据预报综合分析而定，由于存在预报误差，加上没有考虑地域差异，导致太湖流域部分历史入/出梅日期与实际差异很大，个别年份甚至出现入梅当日流域无雨或持续高温干旱仍不出梅的不合理现象，严重影响了梅雨期水文分析评价工作.

为了进一步做好梅雨期水文预测预报工作，在建立适用于太湖流域相对统一的入/出梅标准的基础上，准确预测水情变化趋势，对太湖流域防汛调度、水资源调度具有十分重要的指导意义，对深入研究梅雨期气象水文变化规律、水利工程精细调度与科学决策具有重大的应用价值. 本研究重新划分了国标实施前(1986-2016年)的太湖流域入/出梅日期(以下简称“新标准”)，并与历史梅雨特征量(以下简称“历史”)比较，进一步分析导致梅雨期超设计、超警戒洪水的环流异常成因，以期为太湖流域水文分析评价提供标准参考，为气象水文预测预报、水旱灾害防御提供技术支撑.

1 数据来源与研究方法

1.1 测站选择

本研究采用资料连续、分布均匀、稳定监测的81个水文测站(包括雨量站、水位站、潮位站、闸坝站)的年鉴雨量整编资料计算太湖流域日平均降水量. 太湖流域日平均降水量由7个水利分区(湖西区、武澄锡虞区、阳澄淀泖区、太湖区、浙西区、杭嘉湖区、浦东浦西区)通过面积权重法计算所得. 各水利分区日平均降水量分别由分区代表站通过算术平均法计算所得，其中：湖西区17站、武澄锡虞区10站、阳澄淀泖区11站、太湖区8站、浙西区15站、杭嘉湖区11站、浦东浦西区9站，具体站点见图1. 大气环流资料为美国国家环境预报中心和国家大气研究中心(NCEP/NCAR)逐日再分析资料集中的各层位势高度场、水平风场和水汽场，资料水平分辨率为2.5°×2.5°[8-9]. Mann-Kendall趋势检验法是提取序列变化趋势最为有效的工具，被广泛应用于气候参数和水文序列变化趋势的分析中，计算原理见参考文献[10]；周期分析采用小波分析法，见参考文献[11].

图1 太湖流域梅雨监测站点位置Fig.1 Spatial distribution of the Meiyu monitoring stations in Taihu Basin

1.2 梅雨划分标准

国标确定区域入/出梅日期、雨期主要是以区域内各监测站的降水条件、副高脊线、日平均温度等为辅助条件[12]. 针对太湖流域的梅雨确定，本文在国标统一指标的基础上，采用适用于流域的日降水量阈值确定雨日，并增加梅雨平均雨强指标以适应流域洪水预报分析的实际需要. 具体如下：

1)雨日：定义太湖流域出现小到中雨及以上降水过程、流域日平均降水量≥2.0 mm、1/3以上监测站出现≥0.1 mm的降水为1个雨日.

2)雨期：从第1个雨日算起，往后1～10个雨日占相应时段总日数的比例≥50%，则第1个雨日为入梅日期，7月20日之后不再有新的雨期开端日. 从雨期的最后1个雨日算起，往前2日、3日、……、10日的雨日数占相应时段内总日数的比例≥50%，则最后1个雨日为雨期结束日；当雨期进入8月后，以第1个非雨日的前1天为雨期结束日，最后1个雨期结束日的次日为出梅日. 雨期要求任何连续10 d的雨日比例≥40%、雨日数≥6 d且梅雨连续5 d及以上的非雨日等条件.

3)辅助条件：梅雨最早开始于5月下旬，日平均气温≥22℃. 梅雨期内副高第1次北跳，脊线5 d滑动位置位于19°N～26°N. 当副高脊线5 d滑动位置有1候超过28°N且没有继续出现雨日，而是高温干热天气，则梅雨期结束.

4)空梅和二度梅：6-7月之间无法确定有效梅雨期定义为空梅. 进入梅雨期之后，在第1个雨期结束后又出现持续性降水，且副高脊线5 d滑动位置位于19°N～26°N，则进入第2个雨期，定义为二度梅.

1.3 梅雨洪水指数

太湖是太湖流域防洪和水资源管理的调蓄中心，太湖水位是流域防汛抗旱调度的依据[13]. 当太湖洪峰水位超过设计水位4.66 m(镇江吴淞高程，下同)，定义为超设计洪水；当太湖洪峰水位超过警戒水位3.80 m、但不超过设计水位4.66 m的洪水，定义为超警戒洪水. 梅雨期发生超设计或超警戒洪水，对太湖流域防汛形势影响很大[14]. 梅雨期持续较强降水通常导致太湖水位呈稳定上升趋势，最高水位一般发生在梅雨期末. 根据历年梅雨期防汛经验，梅雨期起涨水位、梅雨量、雨强均对太湖最高水位影响很大. 其中，最大7 d 降水量占梅雨量的比例、梅雨期平均雨强是形成洪水的关键指标，可分为两种机制：一是最大7 d降水量占梅雨量比例较低，但梅雨期长度偏长，导致太湖水位缓慢抬升形成洪水，如1991、1996年；二是最大7 d降水量占梅雨量的比例很高(即梅雨期降水时间分布高度集中)，配合较大的平均雨强，导致太湖水位快速抬升形成洪水，如1995、2011年. 因此，采用梅雨期起涨水位、梅雨量、梅雨期平均雨强、最大7 d降水量占梅雨量比例构建梅雨洪水指数，如下：

(1)

2 梅雨特征分析

2.1 新标准下的梅雨气候特征

根据新标准确定的1986-2016年梅雨特征值序列(附表1)，给出梅雨气候特征值，如表1所示. 新标准下多年平均入梅日期为6月17日，出梅日期为7月11日，梅雨期长度24 d，梅雨量为266.8 mm. 入梅异常偏早年份为1991年，异常偏晚为2005年，与陈丽娟等[15]的研究基本一致；出梅异常偏早为1988年，出梅异常偏晚为2009年，与罗小杰[16]、梁萍等[17]的研究基本一致. 1991年梅雨期最长，达到46 d. 1999年太湖流域梅雨量最大，为679.1 mm. 2000年梅雨期平均雨强(梅雨量除以梅雨期长度)最小，为5.5 mm/d. 梅雨期二度梅有3个年份，分别为1991、1999、2009年；空梅有2个年份，分别为1992、2013年，与项瑛等的研究一致[18].

表1 新标准下梅雨特征量的气候特征

新标准下梅雨特征量之间的相关关系见表2. 入梅日期与出梅日期的相关系数为0.30，未通过0.01的显著性检验，说明太湖流域出梅是否提前或推迟，与入梅偏早或偏晚并没有显著对应关系. 入梅日期与梅雨期长度、梅雨量之间的相关系数分别为-0.48、-0.54，均通过了0.01的显著性水平检验，说明入梅早的年份，梅雨期易偏长、梅雨量易偏多. 出梅日期与梅雨期长度、梅雨量之间的相关系数分别为0.66、0.47，均通过了0.01的显著性水平检验，说明出梅早的年份，梅雨期易偏短、梅雨量易偏少. 梅雨量与梅雨期长度、平均雨强的相关系数分别为0.82、0.55，均通过了0.01的显著性水平检验，说明梅雨量越大，梅雨期越长、雨强越大.

表2 新标准下梅雨特征量的相关关系

2.2 与历史梅雨的对比

图2为太湖流域逐年梅雨统计量(入梅日期、出梅日期、梅雨期长度、梅雨量)历史与新标准对比. 总体上，新标准划分的梅雨量与历史序列相关性很好，相关系数达到0.90，其次是入梅日期(0.64)、梅雨期长度(0.62)，出梅日期相关性较差，相关系数为0.46. 具体而言，新标准平均入梅日期为6月17日，较历史偏晚4 d，新标准与历史入梅异常年的一致率(与各自的气候态相比，同时为负距平或同时为正距平的年数占总年数的比例，下同)为79.3%；选取入梅较早(晚)的10个年份进行比较，新标准确定的入梅较早(晚)的年份与历史确定的入梅较早(晚)年份的相同比例为7/10(5/10). 新标准出梅日期为7月11日，较历史偏晚3 d，异常年一致率为79.3%；选取出梅较早(晚)的10个年份进行比较，新标准确定的出梅较早(晚)的年份与历史确定的出梅较早(晚)年份的相同比例为7/10(5/10). 新标准梅雨期长度为24 d，较历史偏少1 d，异常年一致率为71.0%，选取梅雨期偏短(长)的10个年份进行比较，新标准确定的梅雨期偏短(长)的年份与历史梅雨期偏短(长)年份的相同比例为6/10(5/10). 新标准梅雨量为266.8 mm，较历史偏多19.2 mm，异常年一致率为83.9%，选取梅雨量偏少(多)的10个年份进行比较，新标准确定的梅雨量偏少(多)的年份与历史梅雨量偏少(多)年份的相同比例为6/10(8/10). 由此可见，新标准确定的梅雨统计量与历史序列相比，梅雨量一致率较高，其次是入梅时间、出梅时间；从一致率分布来看，入梅偏早、出梅偏早、梅雨偏多年份一致率较高.

图2 新标准与历史入梅日期(a)、出梅日期(b)、梅雨期长度(c)和梅雨量(d)的对比Fig.2 Meiyu onset data(a), ending date(b), length(c) and rainfall(d) comparison between the new standard and historical data

进一步对比图2发现，2000年以后，新标准计算的出梅日期、梅雨期长度、梅雨量与历史差异较大；与历史入梅日期相比，新标准有10个年份偏晚2～25 d；与历史出梅日期相比，新标准有11个年份较历史偏晚 2～26 d、12个年份较历史偏早1～20 d. 由于1986、1987、1988、1989、1992、1996、2005、2007、2013年差异明显(表3)，对这些年进行具体分析. 新标准下流域历史入梅日期偏早与副高脊线位置、雨带不稳定有关，导致部分时段未达到1/3 以上监测站出现≥0.1 mm的降水要求，或者不满足“没有连续5 d及以上的非雨日”的要求. 以2013年为例，历史梅雨期为6月7日-7月7日，从降水条件来看，6月8-22日、6月28日-7月4日，流域每天降雨量均不足2.0 mm，未达到1/3以上监测站出现≥0.1 mm的降水要求，6月23-27日共计5 d有明显降雨，未达到“雨日数≥6 d”的要求，导致无法确定有效雨期，按新标准计算应为空梅. 历史出梅日期偏早可能与流域各省市出梅标准未能考虑到流域总体降水仍满足雨期要求有关. 以1986年为例，历史梅雨期为6月12日-7月6日，而流域7月7-23日持续出现强降水，仍然满足雨期要求.

总体而言，雨日数和副高脊线北跳时间是影响入/出梅确定的两个重要因素. 由于初夏流域降水强度较弱，未达到雨日数的标准，新标准将2013年定为空梅，1987、1989和2005年历史入梅日期向后调整更加合理. 另外，梅雨期作为副高北跳伴随的副热带季风降水阶段，是大气环流突变的重要表现形式. 因此，流域梅雨和副高北跳密切相关，1992年由于副高北跳偏晚，造成空梅；而1986、1996年，新标准下入梅日期发生在副高脊线北跳到19°N之后，更为合理. 此外，1988、2007年未达到雨日数的标准，新标准将历史出梅日期向前调整更加合理. 由此可见，新标准确定区域入/出梅日期、雨期的主要依据是区域降雨条件，客观性较强，有利于太湖流域入/出梅日期的标准化、规范化. 这与梅雨期作为流域安全度汛关键时段联系更加紧密，可为气象水文预测预报、水利工程精细调度与科学决策提供更好的技术支撑.

对新标准下1986-2016年梅雨特征量变化规律和成因机制进行分析，对1986-2016年入梅日期、出梅日期、梅雨期长度、梅雨量进行Mann-Kendall趋势检验，出梅日期、梅雨期长度无明显变化趋势，入梅日期呈偏晚趋势，梅雨量呈上升趋势，但未通过0.1水平上的显著性检验. 对梅雨特征量进行小波分析，入梅日期呈现3～4 a、7～8 a准周期振荡，出梅日期呈现3～4 a、10 a准周期振荡. 太湖流域梅雨期长度、梅雨量年际变化显著，1980s后期，梅雨期长度及梅雨量异常位相正负相间，以准2 a周期振荡为主. 此后的梅雨呈现准7～8 a 振荡，1990s中后期，梅雨量明显偏多、梅雨期偏长；2000-2007年，梅雨期偏短、梅雨量偏少、梅雨强度偏弱；而从2008年开始，梅雨期长度、梅雨量呈现增加的趋势. 上述太湖流域梅雨的准2 a和准7～8 a周期振荡与长江梅雨变化基本一致[5]. 与1986-1999年梅雨特征量相比，新标准计算的2000-2016年太湖流域入梅日期偏晚3 d、出梅偏早2 d、梅雨期偏少5 d、梅雨量偏少63.2 mm. 太湖流域年代际变化可能与气候变暖背景下梅雨的“非典型性”变化有关[19-20]. 2000年以来，北太平洋海温年代际振荡(PDO)处于负位相，且拉尼娜事件频繁发生，热带西太平洋海温增高，利于副高偏强、偏西、偏北，导致水汽输送通道偏西、偏北，从而不利于太湖流域降水偏多[21].

3 梅雨洪水典型年异常成因分析

1986-2016年，梅雨期发生超设计洪水共有3个年份，分别为1991、1999、2016年，梅雨期较常年明显偏长，幅度为10～22 d，梅雨量偏多59.6%～154.5%. 发生超警戒洪水共有6个年份，其中：1987、1996、2008、2015年梅雨期较常年偏长2～13 d，梅雨量偏多11.6%～73.1%；1995、2011年梅雨期分别偏短7、6 d，但梅雨量分别偏多22.8%、8.3%. 梅雨期太湖最高水位与梅雨量和梅雨期平均雨强的相关性均很好，相关系数分别为0.91和0.81，说明太湖高水位与梅雨量偏多、强度偏强密切相关(图3).

分别构建2个指数(梅雨量、梅雨期长度)、3个指数(梅雨量、梅雨期长度、梅雨期平均雨强)、4个指数(梅雨量、梅雨期长度、梅雨期平均雨强、起涨水位)与实际超警戒幅度的关系，相关系数分别为0.85、0.88、0.90(图4a～c)；在4个指数的基础上，梅雨洪水指数RFI增加了最大7 d降水量占梅雨量比例指数，与太湖水位超警幅度的相关性更高，相关系数为0.93(图4d). 文中定义的RFI指标包含了梅雨特征量和起涨水位等，是气象与水文因子的综合指标，为气象与水文学科的交叉融合提供了实例. 该指标与《太湖洪水与水量调度方案》《太湖超标准洪水应急处理预案》特征水位相匹配，可为流域防洪提供有力支撑. 同时，对指标中不同因子的分析，也为不同梅雨特征量对太湖水位超警幅度的贡献率分析提供了基础. 经对比，RFI对1995、2011年集中强降水引起的超警戒洪水，2016年因入梅起涨水位异常偏高引起超设计洪水均未发生误判，指示效果优于其他洪水指数，有一定的应用价值.

图3 太湖最高水位与梅雨量(a)、梅雨期平均雨强(b)以及超警幅度的相关性(竖线表示太湖警戒水位3.80 m)Fig.3 Relationships between the highest water stage of Lake Taihu and Meiyu rainfall (a) and average rainfall intensity (b)

图4 梅雨特征量组合因子与太湖实际超警幅度的相关性Fig.4 Relationships between characteristic variables for Meiyu and exceeding value of the alarm water stage of Lake Taihu

表4 超设计、超警戒洪水年太湖最高水位与梅雨洪水指数(RFI)的对比

对1986-2016年梅雨强度指数M、梅雨洪水指数RFI进行Mann-Kendall趋势检验，均呈上升趋势，但未通过0.1水平上的显著性检验. 从年际变化来看，M、RFI与梅雨量变化基本一致. 与M相比，RFI还考虑到影响太湖洪水形成的两个关键因子(梅雨期起涨水位、最大7 d降水量占梅雨量的比例)，对流域防洪更具指示意义，可为太湖流域防洪减灾提供更有力的支撑. 例如，1995、2011年等因集中强降雨和太湖水位快速抬升引起超警戒洪水，2016年因入梅起涨水位异常偏高、强降雨发生时段集中引起超设计洪水，RFI的指示意义较M更强. 以RFI作为参考因子判断太湖洪水的可能性有一定的指示意义. 当RFI>0时，发生超警戒洪水的可能性较大，概率为90%，其中：当RFI>1时，发生超设计洪水，概率达到100%. 1999年RFI最大，为2.57(表4).

梅雨期降水是不同纬度、高低空天气系统有利配置的结果. 在有利的水汽条件下，气流辐合与暴雨落区有直接联系[24]. 影响太湖流域梅雨的主要天气系统主要有：副热带高压、阻塞高压、低涡切变线以及与高空环流相对应的地面准静止锋[25]. 本研究选取高度场、风场与水汽场等大气变量，分析超设计、超警戒洪水典型年大气环流形势异常成因. 为进一步理解造成太湖洪峰的典型梅雨年的环流背景，对上述9个洪水年环流形势进行合成分析. 500 hPa高度合成场(图5a)在贝加尔湖以东、鄂霍次克海以西为阻塞高压，高压脊较深厚，有利于北方冷空气频繁南侵到太湖流域，5840 gpm等值线控制长江中下游较大的区域，太湖流域处于5840 gpm等值线西北边缘. 来自西太平洋经南海的偏南气流、印度洋经孟加拉湾的西南暖湿气流汇合后(图5b)，与北方弱冷空气相结合，从副高西北侧进入太湖流域，为降水提供了有利条件(图5c). 从500 hPa垂直速度合成场(图5d)可见，太湖流域位于垂直上升运动大值区，进一步计算发现垂直上升运动较常年同期偏强70%左右，垂直速度大值区与副高西北侧暖湿气流风速正距平区基本吻合.

图5 梅雨洪水典型年500 hPa位势高度合成场及距平场(阴影)(a)；对流层整层(300～1000 hPa)水汽输送通量合成场(b)；850 hPa风场合成场及距平场(绿色箭头表示风速正距平大于1 m/s)(c)；500 hPa垂直速度合成场及距平场(阴影)(d)Fig.5 Composite of 500 hPa geopotential height and its anomalies (shading) (a), integrated moisture transport fluxes (b), 850 hPa wind filed and anomalies (green wind barb stands for positive anomaly more than 1 m/s) (c), 500 hPa vertical velocity and its anomalies (shading) (d)

4 结论

依据《梅雨监测指标》国家标准，采用1986-2016年降水量等资料，重新划分了太湖流域的历年入/出梅日期、梅雨量，构建了梅雨洪水指数RFI，并分析了导致梅雨期超设计、超警戒洪水的异常环流成因，结论如下：

1)新标准下多年平均入梅日期为6月17日，出梅日期为7月11日，梅雨期长度24 d，梅雨量为266.8 mm. 太湖流域入梅早的年份，梅雨期易偏长，梅雨量易偏多；出梅早的年份，梅雨期易偏短，梅雨量易偏少. 入梅异常偏早年份为1991年，异常偏晚为2005年；二度梅有3个年份，分别为1991、1999、2009年；空梅有2个年份，分别为1992、2013年. 上述结论为太湖流域入/出梅划分提供了参考依据，并可为梅雨期气象水文规律研究、水利工程调度模拟提供线索.

2)与历史序列相比，新标准确定的梅雨量一致率较高，其次是入梅时间、出梅时间，入梅偏早、出梅偏早、梅雨偏多年份一致率较高. 雨日数和副高脊线北跳时间是影响入/出梅确定的两个重要因素，新标准将1992、2013年定为空梅，1986、1987、1989、1996、2005年历史入/出梅日期向后调整，1988、2007年出梅日期向前调整，修正后的太湖流域入/出梅日期突出了梅雨高温高湿的气候特征，客观性较强，故更加合理.

3)梅雨期太湖最高水位与梅雨量、梅雨期平均雨强的相关性均较好，梅雨量越大，雨强越大，太湖水位越高. 梅雨期发生超设计洪水共有3个年份，超警戒洪水共有6个年份. 以梅雨洪水致指数RFI作为参考因子，考虑到影响太湖洪水形成的两个关键因子(梅雨期起涨水位、最大7 d降水量占梅雨量的比例)，对入梅起涨水位异常偏高、因集中强降雨引起太湖洪水的指示意义较强.

4)梅雨期降水与不同纬度、高低空天气系统有利配置关系密切. 贝加尔湖以东、鄂霍次克海以西为阻塞高压，利于北方冷空气频繁南侵到太湖流域，来自西太平洋经南海的偏南气流、印度洋经孟加拉湾的西南气流的西南暖湿气流汇合后持续向北输送，冷暖空气在太湖流域汇合. 太湖流域垂直上升运动异常强烈，高值区域与副高西北侧暖湿气流风速正距平区域基本吻合，触发降雨层结不稳定能量释放，形成暴雨洪水.

5 附录

附表Ⅰ见电子版(DOI: 10.18307/2021.0118).