1956—2019年元谋干热河谷潜在蒸散发的变化及影响因素1)

罗志锋 何真敏 欧朝蓉 齐丹卉 彭凌霄 孙永玉

(西南林业大学,昆明,650224) (中国林业科学研究院高原林业研究所)

潜在蒸散发(PET)作为水量平衡和热量平衡的关键组成,在评估大气蒸发潜力、探究气候湿度、分析作物水分需求等方面具有重要作用[1]。此参数已被广泛应用于农业生产[2]、气候变化研究,以及监测和预测旱涝等灾害情况[3],在生产和科研活动中发挥着关键性的作用。潜在蒸散发值的异常变化常常会对地区的水循环、气候模式以及水资源的可利用性产生深远影响[4]。随着时间的推移,关于潜在蒸散发的计算方法和估算模型呈现出多样化的趋势。1998年,联合国粮食及农业组织(FAO)提出了以能量平衡和水蒸气扩散理论为基础的彭曼蒙特斯(Penman-Monteith)公式,该公式综合考虑了作物生理特征和气象因素的变化,因此计算精度较高,适用范围也相对广泛[5]。

近年来,潜在蒸散发(PET)的时空变化[6]、估算方法[7]以及变化的原因[8]已成为国内外众多研究者关注的热点话题,大量的研究工作已经取得了一定的成果。例如,Yonaba et al.[9]研究发现,西非布基纳法索北部地区的潜在蒸散发在1988—2017年期间显著降低,主要受太阳辐射和最高温度的影响;Ali et al.[10]则指出,在分析潜在蒸散发变化趋势时,需要考虑到降水、日照时间、风速、温度和湿度等多种气象因子的影响。此外,曹永强等[11]的研究发现,河北省1968—2018年春季潜在蒸散发呈下降趋势;谢平等[12]对云南省近31 a的潜在蒸散发时空演变特点进行了分析,发现潜在蒸散发整体呈上升趋势,但变化不显著;邢立文等[13]使用彭曼蒙特斯模型计算,发现山西省1961—2018年的潜在蒸散发呈现下降趋势,主要原因是日照时间减少。以上研究主要关注大范围地区的潜在蒸散发变化,但对特定区域的潜在蒸散发变化趋势及影响因素的研究仍相对较少,特别是在生态系统脆弱地区,如元谋干热河谷,相关研究尚处于较少开展的阶段,因此,对该地区的深入研究将有助于更全面地理解潜在蒸散发变化的机制,并为未来采取有效的应对措施提供科学参考。

元谋干热河谷地处滇西南山地向滇中高原过渡的地带,地理坐标范围为101°35′～102°15′E、22°25′～26°7′N。该地区的气候类型属于南热带干热河谷季风气候,气候炎热干燥,干湿季分明,年均气温为21.7 ℃,夏季平均气温为26 ℃,而冬季平均气温为15.5 ℃,日照时间为2 500～2 700 h,全年湿度为40%～50%,由于高温和低湿的气候条件,该地区年蒸发量相当大,约为3 426.4 mm,是年平均降雨量的5倍以上,属于我国典型的生态脆弱区之一[14]。且该区是我国反季节水果和蔬菜的重要产地,但水资源短缺一直是限制其农业发展的重要因素,为了解决这一问题,需要揭示元谋干热河谷地区潜在蒸散发变化趋势和与气象因子的关系,旨在为元谋干热河谷地区合理配置灌溉用水、提高水资源利用率提供科学的理论依据。

1 研究方法

数据来源:本研究依据元谋县气象局1956—2019年的逐日气象要素数据,对潜在蒸散发(PET)进行了计算,所选的气象要素包括,平均相对湿度、日照时间、日平均气温、日最高气温、日最低气温、平均风速等,按3—5月、6—8月、9—11月、12月—次年2月,分别计算年、季潜在蒸散发(PET)和气象要素序列,并运用趋势分析和突变诊断方法对数据进行分析。

彭曼蒙特斯(P-M)模型:计算潜在蒸散发(PET)时,需要考虑多种因素,包括地表类型、气温和湿度等。由于这些因素的复杂影响,潜在蒸散发的计算结果可能会出现较大的波动,许多学者一致认可彭曼蒙特斯公式的实用性,该方法适用于不同地区的气候类型,其操作简便且能够提供相对精确的计算结果[15]。其表达式为:

(1)

式中:TPE为潜在蒸发量,单位为mm;Rn为净辐射,单位为MJ/(m2·d);G为土壤热通量,单位为MJ/(m2·d);γ为干湿表常数;T为日均气温;U2为2 m高处风速,单位为m/s;es、ea分别为饱和水汽压、实际水汽压,单位为kPa;Δ为饱和水汽压曲线斜率,单位为kPa/℃。除以上收集的气象数据外,彭曼蒙特斯(P-M)公式所需的其他输入变量是通过推导和计算基础气象数据得到的,具体方法可参阅文献[16]。

曼-肯德尔(M-K)法:曼-肯德尔检验法是一种有效的序列变化趋势提取工具,为检验元谋干热河谷1956—2019年的潜在蒸散发趋势是否具有突变,对其序列值进行突变性检验[17]。其方法原理如下:

按时间序列X的顺序,构造一个秩序列:

(2)

(3)

在时间序列为随机的假设下,定义统计量:

(4)

(5)

(6)

式中:Sk是第i时刻数值大于j时刻数值个数的累计数,xj、xi分别为第j、i年对应的序列值,E(Sk)、Var(Sk)分别为Sk的均值和方差,UF,k为标准正态分布。若显著性水平为α,|UF,k|>Uα,则表明序列存在显著的变化趋势。再根据时间序列X的逆序,按上述相同过程,求出UB,k,UF,k为正序列,UB,k为逆序列,若UF,k和UB,k两曲线出现交点,且交点在两条临界线范围内,则交点即为突变点。

气候倾向率和PET倾向率计算:一般采用一次线性方程倾斜率表示[18]。计算公式为:

xi=a+bti(i=1、2、…、n)。

(7)

式中:x为要素值;a为常数项;b为回归系数;i为时间序列的年份。10b定义为各气象要素每10 a的倾向率。

(8)

式中:St为第t年的累计距平值。

2 结果与分析

2.1 潜在蒸散发变化特征及突变规律检验分析

元谋干热河谷不同时段的潜在蒸散发(PET)动态变化趋势、年潜在蒸散发M-K突变检验结果和过程曲线分别见表1、表2和图1。对元谋干热河谷不同时段的潜在蒸散发进行M-K突变检验分析,结果显示,元谋干热河谷在64 a的潜在蒸散发序列中,1956—1957年和1970—1980年UF统计量大于0,呈增长趋势,但未通过0.05显著性水平,说明增加趋势并不显著;1958—1969年和1981—1984年呈下降趋势,但趋势不显著;1985—2019年,UF(正序列)统计量小于0,呈下降趋势,且通过0.05显著性水平,说明呈现显著下降趋势。统计曲线UF与UB(逆序列)在1982年置信区间上有1个交点,为突变点,表明元谋干热河谷潜在蒸散发在1982年发生突变。近64 a来,元谋地区潜在蒸散发呈逐年极显著的减少趋势,每10 a变化速率为53.8 mm,年潜在蒸散发平均值为1 709.9 mm,年潜在蒸散发的最大值为2 029.6 mm(1969年),年潜在蒸散发的最小值为1 397.7 mm(2008年),年潜在蒸散发的极差为631.9 mm,年际波动性较高。1982年为年潜在蒸散发突变点(P<0.05)。在1982年前,潜在蒸散发逐年显著降低(P<0.05),每10 a减幅为25.2 mm;在1982年后,潜在蒸散发逐年增加,每10 a增幅为0.5 mm;综上所述,元谋地区年潜在蒸散发呈极显著的下降趋势,每10 a变化速率为53.8 mm,1982年前的每10 a减幅25.2 mm高于1982年后的每10 a增幅0.5 mm,1982年为潜在蒸散发突变点。

表1 1956—2019年元谋干热河谷年、季潜在蒸散发变化趋势

表2 1956—2019年元谋干热河谷年、季潜在蒸散发情况

图1 1956—2019年年潜在蒸散发M-K突变检验图

元谋干热河谷地区潜在蒸散发季节性明显,各季潜在蒸散发突变点均出现在1982年(P<0.01)。1956—2019年各季潜在蒸散发都呈现极显著的下降趋势(P<0.01),下降速率从大到小依次为3—5月、12月—次年2月、6—8月、9—11月,每10 a下降速率分别为25.2、12.4、8.5、7.5 mm。3—5月、6—8月潜在蒸散发较大,平均值分别为616.4、444.9 mm,分别占年平均潜在蒸散发的36.0%、26.0%;9—11月、12月—次年2月潜在蒸散发较低,分别为311.5、337.0 mm,分别占年均值的18.2%、19.7%。在1982年前,3—5月、6—8月、9—11月潜在蒸散发减少,每10 a减幅分别为11.1、4.5、9.2 mm,12月—次年2月潜在蒸散发增加,每10 a增幅为1.4 mm;1982年后,3—5月、6—8月潜在蒸散发减少,每10 a减幅分别为0.9、1.5 mm,9—11月、12月—次年2月潜在蒸散发显著增加(P<0.05),每10 a增幅分别为8.7、0.6 mm。综上所述,元谋干热河谷地区潜在蒸散发变化速率从大到小依次为3—5月、12月—次年2月、6—8月、9—11月;除1956—1982年12月—次年2月,1982—2019年9—11月、12月—次年2月潜在蒸散发有所增长,每10 a增幅分别为1.4、8.7、0.6 mm,剩下时段都呈减少趋势。

2.2 潜在蒸散发年际变化分析

图2展示了元谋干热河谷地区近64 a的年潜在蒸散发距平和累计距平动态变化情况,由图可见,该地区年潜在蒸散发累计距平呈现先增后减,再增再减的变化趋势,而年潜在蒸散发的转折点则出现在1982年。具体而言,在1982年之前,年潜在蒸散发的变化相对平稳,以年潜在蒸散发距平占主导;而在1982—2019年期间,负距平占据主导地位,其中,2008和2015年出现了两次较大的波动。经过显著性检验,年潜在蒸散发的变化速率为17.897 mm/a,这一变化在α=0.05的显著性水平得到了验证。年潜在蒸散发距平最大值出现在1969年,达到312.65 mm,而年潜在蒸散发距平最小值则出现在2008年,为-312.25 mm。因此,年潜在蒸散发呈现出先增后减,再增再减的变化趋势,整体显示出下降的动态变化特征。

图2 1956—2019年元谋干热河谷年潜在蒸散发距平与累计距平动态变化

2.3 潜在蒸散发年、季变化因素分析

为了探究各气候要素对潜在蒸散发变化的影响,分别对日照时间、平均气温、最高气温、最低气温、平均风速和平均相对湿度6种气候要素变化趋势、距平和潜在蒸散发距平进行了相关性分析。由表3可知,1956—2019年,元谋干热河谷地区年潜在蒸散发与日照时间、平均气温、最高气温与最低气温极显著正相关,与平均风速显著正相关,与平均相对湿度极显著负相关。各季潜在蒸散发影响因子与年潜在蒸散发影响因子不完全一致。其中,3—5月潜在蒸散发与平均气温、最低气温、平均风速极显著正相关,与日照时间显著正相关,与平均相对湿度显著负相关,与最高气温相关性不显著;6—8月潜在蒸散发与平均相对湿度极显著负相关,与日照时间、平均气温、最低气温、平均风速极显著正相关,与最高气温相关性不显著;9—11月潜在蒸散发与日照时间、平均风速极显著正相关,与平均气温、最高气温、最低气温相关性不显著,与平均相对湿度极显著负相关;12月—次年2月潜在蒸散发与平均气温、平均风速、最低气温极显著正相关,与平均相对湿度极显著负相关,与日照时间、最高气温相关性不显著。此外,年、季潜在蒸散发突变时间与各气候要素突变时间一致,均出现在1982年。在1982年以前,年潜在蒸散发的减少与日照时间减少、平均风速降低和平均相对湿度增大有极显著关系,与平均气温降低、最高气温降低有显著关系;3—5月潜在蒸散发的减少与平均风速减弱、平均气温降低、最低气温降低有关,6—8月、9—11月潜在蒸散发的减少和12月—次年2月潜在蒸散发的增加仅与平均风速呈正相关关系,且平均风速每10 a分别以0.076、0.061、0.024 m·s-1的速率呈极显著的下降趋势。1982年以后,年潜在蒸散发的增加与日照时间的减少、平均气温的升高、最高气温的升高、最低气温的升高和平均风速的增强呈现极显著的正相关,与平均相对湿度的提高呈现极显著的负相关;3—5月潜在蒸散发的减少与平均气温的升高、最低气温的降低和平均风速的减弱呈现极显著的正相关,与平均相对湿度的提高呈现极显著的负相关;6—8月潜在蒸散发的减少与平均气温的升高、最高气温的升高、最低气温的升高、平均风速的增强存在极显著正相关,并通过了显著性检验(P<0.01);9—11月潜在蒸散发的增加与日照时间的增加显著正相关,与平均风速的增强极显著正相关,与平均相对湿度的提高显著负相关;12月—次年2月潜在蒸散发的增加与平均风速的减弱显著正相关,与平均相对湿度的提高极显著负相关。综上所述,元谋干热河谷地区年潜在蒸散发变化主要取决于日照时间、气温和平均相对湿度。各季潜在蒸散发主要是由各气象要素共同作用的结果,且具有季节性差异。1982年以前,6—8月、9—11月潜在蒸散发的减少和12月—次年2月潜在蒸散发的增加仅与平均风速的减弱有关。

表3 1956—2019年元谋干热河谷气候要素倾向率及与潜在蒸散发距平的相关系数

3 讨论

元谋干热河谷因其地理位置的特殊性和地形地貌的独特性,气候十分恶劣,成为我国生态环境中最为脆弱的地区之一。1956—2019年,元谋干热河谷地区年、季潜在蒸散发表现出逐渐减小的趋势,这与山西[20]、新疆[21]、辽宁[22]、河南[23]等地区的情况保持一致,都显示出了整体下降的趋势,但需要指出,也有研究表明,我国宁夏及印度等地区潜在蒸散发呈现增长趋势[24-26],这说明不同地区的潜在蒸散发变化趋势存在显著的差异,即潜在蒸散发的变化特征具有异域性。1982年之前,年、季潜在蒸散发的减幅高于1982年之后的变化幅度,但整体趋势仍呈现下降。1982年之后,元谋干热河谷的9—11月潜在蒸散发增幅最大,达到每10 a增加8.7 mm,这会导致该地区9—11月干旱程度的加剧,从而加重了水资源短缺的问题。

在1956—2019年的时间范围内,年平均潜在蒸散发受日照时间、气温和平均相对湿度共同影响。在季节性差异中,3—5月、6—8月潜在蒸散发受最高气温的影响较小;9—11月,日照时间、平均风速和平均相对湿度是主要的影响因素,而气温的影响相对较小,这一点与尹云鹤等[27]的研究结果存在差异,后者认为9—11月潜在蒸散发受气温影响较大,这是因为不同地区的气候和环境条件不同所导致的。1982年之前,6—8月和9—11月潜在蒸散发与平均风速相关。1982年以后,3—5月潜在蒸散发的变化受平均气温、最低气温、平均风速和平均相对湿度的影响;12月—次年2月,平均风速和平均相对湿度成为对潜在蒸散发的主要影响因素。

目前,不同地区的潜在蒸散发突变时间存在差异,而潜在蒸散发估算的结果则受到多方面因素影响,包括估算模型、站点选择和研究时段等,因而呈现出显著的不确定性和时空差异。元谋干热河谷地区是我国水资源供需矛盾最为突出的地区之一,且属于我国生态环境脆弱的区域。本研究暗示未来该地潜在蒸散发可能下降,对水资源保障和生态环境影响重大,随潜在蒸散发减少,地下水和河流补给可能增加,需重评水资源管理,确保持续开发,避免过度开采。低潜在蒸散发可减少植物需水,影响农作物生长季节和产量,农民需适应新气候,选合适作物品种。因潜在蒸散发下降影响,需制定适应策略,改进灌溉、节水措施、耐旱作物种植、生态修复等,确保元谋干热河谷水资源与生态获得科学保护。

4 结论

(1)在过去64 a中,元谋干热河谷地区潜在蒸散发整体呈极显著下降的趋势,变化速率为每10 a减少53.8 mm。具体表现为,在1982年前潜在蒸散发持续减少,而在1982年后呈现逐年增加,增幅相对较小。年度潜在蒸散发在1982年发生突变。各季潜在蒸散发变化明显,变化速率从大到小依次为3—5月、12月—次年2月、6—8月、9—11月;除1956—1982年12月—次年2月,1982—2019年9—11月、12月—次年2月潜在蒸散发有所增长外,剩下时段都呈减少趋势。1982年为各季的突变点。

(2)近64 a潜在蒸散发距平和累计距平呈现出下降的动态变化特征,且在1982年出现了显著的转折点,变化趋势在统计上得到了相互验证。1982年前,年度潜在蒸散发距平占主导;1982年后,负距平占据主导,2008、2015年发生两次较大的波动。

(3)元谋干热河谷地区年度潜在蒸散发变化主要受日照时间、气温和平均相对湿度影响。各季潜在蒸散发主要是由各气象要素共同作用的结果,且具有季节性差异。1982年以前,6—8月、9—11月潜在蒸散发的减少和12月—次年2月潜在蒸散发的增加仅与平均风速的减弱有关。