1992-2019年长春市多年降雨量和蒸发量变化特征分析

陈寒冰，陈 末，刘睿姝，王冠华

(a.黑龙江大学 水利电力学院，哈尔滨 150080； b.寒区地下水研究所，哈尔滨 150080)

0 引 言

水是生命的源泉，也是人类赖以生存和从事生产不可或缺的物质。地球上淡水资源十分珍稀，并且全球淡水资源分布不均。我国淡水资源居于世界第六位，但是人均占有量很低。我国淡水资源在时空分布上呈现东多西少、南多北少的特点，在季节上呈现春冬少、夏秋多的特点[1]。研究不同地区降雨量和蒸发量的变化特征和发展趋势对于人类的发展有着重大意义。因此，许多学者对不同地区的降雨量和蒸发量特征以及未来发展趋势开展了相关研究。

杨东等[2]根据辽宁省1956-2008年的逐月降水资料，采用气候倾向率、累计距平法、Mann-Kendall非参数检验法，分析了辽宁省降水量的年变化、年代际变化、四季变化，发现辽宁省53 a降水量呈下降趋势。孙永亮等[3]利用Mann-Kendall检验法分析青海湖流域50 a的逐日最高、最低平均气温和降水量等水文效应，得出青海湖流域气温升高速率高于全球变暖的速率，流域年降水量呈上升趋势变化。贺天忠等[4]为预测高关水库流域降雨量未来变化趋势，采用Mann-Kendall非参数秩次检验法，分析表明高关水库流域降雨量整体呈缓慢下降趋势，并且对降雨量最少的1月份和降雨量最多的7月份进行了相关分析。蔡涛等[5]等根据辽宁省1950-2017年汛期(6-9月份)降雨量资料，采用Mann-Kendall检验法进行分析，得到辽宁省汛期降雨量整体呈下降趋势但是下降趋势不显著，并且在2010年辽宁省汛期降雨量会发生突变。周洁等[6]2013年对崇阳县1963-2012年的降雨量和蒸发量的变化以及对干燥度的影响进行了研究。黄徐燕等[7]2015年采用滑动平均、线性倾向估计等统计方法，对连平县近37 a的降雨量和蒸发量进行了研究。王一鸣等[8]2016年分析了近51 a宜良县降雨量和蒸发量的变化特征，以及降雨量和蒸发量变化对干燥度的影响。刘家福等[9]2017年依据吉林省西部地区5个气象站的降雨量资料，分析了该地区的降雨量年际变化趋势。李劲彬等[10]2019年根据西安市1985-2016年月降水资料，采用统计分析法、线性趋势法对西安地区降水特征进行相关分析。鄢波等[11]2019年通过黑龙江流域国内外的气象站收集的降雨资料，采用不同的方法研究了黑龙江流域的降水趋势特征和突变特征以及周期性特征。

本文通过研究长春市1992-2019年降雨量和蒸发量的变化特征和发展趋势，为将来长春市的农业灌溉和防汛抗旱工作提供了科学理论基础。

1 数据与方法

1.1 研究区概况

长春市是吉林省省会，地处东北平原中部，吉林省中部，西起E124°18′，东至E127°05′；北起N43°05′，南至S45°，西北与松原市毗邻，西南与四平市相连，东南与吉林市相依，东北与哈尔滨接壤。长春市总面积为24 662 km2，下辖地区包括7个区、1个县、代管3个县级市。该市地势较平坦，东南部为丘陵-低山区、西北部为冲洪积台地，河谷平原面积所占比重较大。长春市气候介于东部山地湿润和西部平原半干旱地区的过渡带，属温带大陆性湿润气候，四季分明；年平均降水量为600～700 mm。

1.2 数据来源

本文中所使用的水文数据资料由中国气象数据网提供，选取了长春市在1992-2019年28年逐日降雨量和逐日蒸发量数据。

1.3 研究方法

针对长春市近年来降雨量和蒸发量的变化过程，为预测长春市未来降雨量和蒸发量的变化情况提供科学合理的依据，本文采用的分析方法为线性趋势法、滑动平均法、距平及累计距平法、Mann-Kendall检验法。

1.3.1 线性趋势法

线性趋势法在分析气候因素的变化趋势时，以时间为自变量，气候因素为因变量，建立时间和气候因素之间的一元线性回归方程：

xi=ati+b

式中：a为回归系数，a值的正负代表气候因素(降雨量或蒸发量)随时间的变化呈现上升或者下降的趋势；b为回归常数，a和b用最小二乘法进行估算。

根据上述公式计算相关系数r，计算公式为：

当r=0时，气候因素的变化与时间无关；当r的绝对值越接近0，气候因素的变化与时间的相关性就越小，反之气候因素的变化与时间的相关性就越密切[10]。

1.3.2 滑动平均法

滑动平均法又称移动平均法。滑动平均法通过削弱时间序列的滑动周期来体现时间序列的变化趋势[12]。

1.3.3 距平及累计距平法

通过绘制各时间点所对应的累计距平，绘制一条累计距平曲线。通过曲线的上升或者下降趋势，表明距平值的增加或者减少。从曲线的上下起伏，可以判断其长期显著的演变趋势及持续性变化，甚至可以判断出发生突变的时间[13-14]。

1.3.4 Mann-Kendall检验法

Mann-Kendall检验法由Mann和Kendall提出，是世界气象组织推荐使用的非参数检验方法，常用于检验气温、降水、径流等要素随时间序列变化趋势[15-18]。

Mann-Kendall趋势检验分析过程如下：原假设H0：时间序列数据(x1、x2…、xn)是n个独立的、随机变量同分布的样本；备择假设H1是双边检验：对于所有的i，j≤n，且i≠j，xi和xj的分布是不相同的，检验的统计量s计算为:

当n>10时，标准正态分布统计变量z的计算式为：

在双边趋势检验中，在给定的显著水平α上，在正态分布表得出z1-α/2，若|z|≥z1-α/2，则拒绝原假设，表明在α显著性水平上，时间序列数据存在明显的变化趋势；反之，时间序列数据没有明显的变化趋势。此外，z值的正负表明时间序列变化趋势的上升或者下降。|z|值越大，表明在一定程度上时间序列趋势性变化越显著。

当Mann-Kendall检验法进一步用于检验序列突变时，通过构造一秩序列：

构造统计变量：

将时间序列x按逆序排列，再按照上面的式子计算UBk，同时使：

通过分析统计序列UFk和UBk，可以进一步分析时间序列发生突变的时间。若UFk≥0，则时间序列呈上升趋势；若UFk≤0，则时间序列呈下降趋势。若UFk超过临界值时，表明时间序列上升或者下降趋势显著。在本文中，取显著水平α=0.05，临界值U0.05=±1.96。如果UFk和UBk这两条曲线出现交点，且交点在临界直线之间，那么交点对应的时刻就是突变开始的时刻。

2 结果与分析

2.1 长春市多年降雨量变化

2.1.1 长春市降雨量年代际变化

从表1可以看出， 1992-2019年长春市降雨量一共经历了4个阶段：多雨、少雨、多雨、较多雨。其中，降雨量较为充沛的是2013- 2019年，降雨量为659.1 mm；而在1999-2005年长春市降雨量最小，为494.5 mm。从降雨量和蒸发量的差值发现，1992-1998年两者差异最为显著，随着时间增加差异逐渐缩小。

表1 1992-2019年长春市降雨量和蒸发量年代际变化

2.1.2 长春市降雨量年际变化

通过图1可知，从长春市的逐日降雨量数据得到长春市1992-2019年近28 a的年降雨量，年际降雨量的变化较为明显，多年平均降雨量为586.8 mm。其中，年降雨量最大值出现在2016年，年降雨量为888.599 7 mm，比年平均降雨量多301.799 7 mm；年降雨量最小值出现在2001年，年降雨量为389.9 mm，比年平均降雨量少196.9 mm。年降雨量线性趋势线的回归系数为正值，长春市年降雨量总体呈上升的趋势，大约每年上升6.805 5 mm，但相关性不高，仅为0.181 7；采用5 a滑动平均法得出，长春市年降雨量变化趋势上升趋势，这与线性趋势法得出的结果相同。

图1 1992-2019年长春市年降雨量趋势变化

由图2可知，长春市28年年降雨量距平基本呈现正负距平交替出现。2004年之前以负距平为主，1999-2004年连续6 a出现负距平现象，负距平变化相对不大，降雨量相对较少；2004年之后以正距平为主，2016-2019年连续4 a出现正距平现象，降雨量相对充足。

图2 1992-2019年长春市年降雨量距平

由图3可知，1992-2019年长春市年降雨量累计距平曲线呈凹型。1992 -2004年累计距平曲线呈下降趋势，表示累计距平值减少，年降雨量偏少，表现为偏枯年份；2004-2019年累计距平曲线呈上升趋势，表示累计距平值增加，年降雨量偏多，表现为偏丰年份。由累计距平法分析年降雨量趋势与距平法分析年降雨量趋势结果一致。

图3 1992-2019年长春市年降雨量累计距平

图4为长春市28 a降雨量突变分析图。由图4可见，在2006-2019年近几年的UF>0，表示2006年之后长春市降雨量呈上升趋势；在2006年之前基本上UF<0，表示2006年之前长春市降雨量呈下降趋势，但是长春市降雨量整体呈上升趋势，这与线性分析的结果相同。从图4中还可以看出，UF曲线介于α=0.05显著性水平临界值之间，表明长春市降雨量的上升趋势不显著。同时UF曲线和UB曲线在2007年之后存在5个交点，说明近13年以来降雨序列突变频繁，这些交点时刻为长春市年降雨量发生突变的时刻。

图4 1992-2019年长春市年降雨量Mann-Kendall统计曲线

2.2 长春市多年蒸发量变化

2.2.1 长春市蒸发量年代际变化

从表1可以得出，长春市蒸发量的变化范围为449.4～1 547.7 mm，其中在2006-2012年这段时间内蒸发量最小，蒸发量最大值出现在1992-1998年，近28 a的蒸发量的年代际整体变化趋势为先减少再增加。

2.2.2 长春市蒸发量年际变化

由图5可知，长春市从1992-2019年近28 a的年蒸发量的变化幅度较大。其中，多年平均蒸发量为947.2 mm，年蒸发量达到峰值的时间为2001年，蒸发量为1 912 mm，比年平均蒸发量多964.8 mm；年蒸发量最小值为2013年，蒸发量为278.3 mm，比年平均蒸发量少668.9 mm。由图5可知，长春市多年蒸发量线性趋势方程为x=-45.549t+1 607.6(t为年份，x为蒸发量)，近28 a长春市蒸发量总体呈减少的趋势，多年平均减少幅度为45.549 mm/a。由滑动平均法得出，长春市蒸发量变化趋势与线性趋势法得出的结果相同。

图5 1992-2019年长春市年蒸发量趋势变化

由图6可知，长春市28 a年蒸发量距平在2001年之前以正距平为主，正距平的数值波动不大，1992-2001年连续10 a出现正距平现象，蒸发量相对较大；在2001年之后以负距平为主，在2001-2015年负距平数值波动不大，但是2001-2019年连续18 a出现负距平现象，蒸发量相对较小。

图6 1992-2019年长春市年蒸发量距平

由图7可知，在1992-2019年长春市年蒸发量累计距平曲线呈凸型，1992-2001年累计距平曲线呈上升趋势，表示累计距平值增加，年蒸发量偏多；2001-2019年累计距平曲线呈下降趋势，表示累计距平值减少，年蒸发量偏少。由累计距平法分析年蒸发量趋势与距平法分析年蒸发量趋势结果一致。

图7 1992-2019年长春市年蒸发量累计距平

图8为长春市28 a蒸发量突变分析图。由图8可见，在1992-2004年近几年的UF>0，表明2004年之前长春市蒸发量呈上升趋势，1992-1996年5 a的蒸发量统计值UF范围为01.96，表明蒸发量上升趋势显著。在2005-2019年的蒸发量统计值UF<0，表明长春市蒸发量呈下降趋势。其中，在2005-2007年的蒸发量统计值UF范围为-1.96

图8 1992-2019年长春市年蒸发量Mann-Kendall统计曲线

3 结 论

通过线性趋势法、滑动平均法、距平和累积距平法、Mann-Kendall检验法对长春市1992-2019年28 a降水量和蒸发量进行统计计算，并分析变化特征和趋势，结论如下：

1) 1992-2019年，长春市降雨量年代际变化经历了多雨、少雨、多雨、较多雨4个阶段，即1999-2005年长春市降雨量偏少，2013-2019年长春市降雨量相对较为丰沛。在28年长春市蒸发量年代际变化经历了4个阶段分别为多、少、较少、少，其中1992-1998年长春市蒸发量最多，2006-2012年长春市蒸发量相对较少。

2) 1992-2019年，长春市年平均降雨量为586.8 mm，2016年的降雨量最大，年降雨量为888.599 7 mm，2001年的降雨量最小，年降雨量为389.9 mm；在2004年之前年降雨量距平以负距平为主，降雨量偏少，2004年之后年降雨量距平以正距平为主，降雨量偏多。28年以来，长春市降雨量呈上升趋势，每年以6.805 5 mm的速度上升，但是上升趋势不显著，年降雨量发生突变的时刻有5个，时间范围为2007-2015年。

3) 1992-2019年，长春市年平均蒸发量为947.2 mm，年蒸发量达到峰值的时间为2001年，蒸发量为1 912 mm；年蒸发量最小值为2013年，蒸发量为278.3 mm；在2001年之前年蒸发量距平以正距平为主，蒸发量偏大，2001年之后年蒸发量距平以负距平为主，蒸发量偏小。近28 a长春市蒸发量总体呈减少的趋势，在2008-2019年长春市蒸发量呈显著下降趋势，多年平均减少幅度为45.549 mm/a；年蒸发量发生突变的时间范围为2003-2004年。