漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的時(shí)空演變規(guī)律及成因分析

朱非林，王衛(wèi)光，孫一萌，鄭 強(qiáng)

(1.河海大學(xué)水文水資源與水利工程科學(xué)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，江蘇 南京 210098;2.河海大學(xué)水文水資源學(xué)院，江蘇 南京 210098;3.河海大學(xué)水利水電學(xué)院，江蘇 南京 210098)

蒸散發(fā)在地球大氣系統(tǒng)的能量收支和水平衡變化中扮演著關(guān)鍵角色。作為能量平衡和水量平衡唯一的共同項(xiàng)，蒸散發(fā)是衡量水文循環(huán)和氣候變化的重要指標(biāo)。因此，確定蒸散發(fā)的長(zhǎng)期變化趨勢(shì)已成為研究區(qū)域尺度氣候變化的水文響應(yīng)所關(guān)注的焦點(diǎn)［1-2］。表述蒸散發(fā)的變量主要包括水面蒸發(fā)、參考蒸散發(fā)和實(shí)際蒸散發(fā)。水面蒸發(fā)是指從蒸發(fā)皿觀察到的蒸發(fā)量，參考蒸散發(fā)表征充分供水下墊面條件下假想作物蒸散到空氣中的水量，而實(shí)際蒸散發(fā)則是直接參與水文循環(huán)的變量。

近幾年來，關(guān)于中國(guó)各大流域參考蒸散發(fā)和水面蒸發(fā)時(shí)空變化規(guī)律的研究已經(jīng)得到了廣泛開展。蔡輝藝等［3］結(jié)合敏感系數(shù)法，利用26個(gè)氣象站點(diǎn)的資料分析了淮河流域1960—2008年參考蒸散發(fā)的時(shí)空變化趨勢(shì);Wang等［4］分析了海河流域1957—2008年參考蒸散發(fā)的變化規(guī)律及其影響因素;劉宏偉等［5］基于Penman-Monteith公式，評(píng)價(jià)了Hargreaves方法在太湖流域?qū)⒖颊羯l(fā)的模擬精度;Xu等［6］對(duì)長(zhǎng)江流域1960—2000年蒸發(fā)皿蒸發(fā)和參考蒸散發(fā)的時(shí)空變化特征進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)顯著下降的太陽(yáng)輻射和風(fēng)速是造成長(zhǎng)江流域參考蒸散發(fā)呈顯著下降趨勢(shì)的主要原因;雷慧閩等［7］采用生態(tài)水文模型分析了黃河下游大型引黃灌區(qū)1984—2006年蒸散發(fā)的變化規(guī)律;杜軍等［8］分析了藏北高原蒸發(fā)皿蒸發(fā)的變化特征，研究表明日照時(shí)數(shù)和平均氣溫日較差的顯著減小和相對(duì)濕度的明顯增加造成了蒸發(fā)皿蒸發(fā)呈現(xiàn)顯著的減少趨勢(shì)。

事實(shí)上，相對(duì)于參考蒸散發(fā)和水面蒸發(fā)而言，實(shí)際蒸散發(fā)是水平衡過程中的直接參與變量，因而更加受到關(guān)注。但由于受到氣候條件和地表狀況等眾多因素的共同作用，實(shí)際蒸散發(fā)被認(rèn)為是水文循環(huán)中最為復(fù)雜的環(huán)節(jié)，很難直接測(cè)出，因此通常由間接估算的方法得到。傳統(tǒng)的實(shí)際蒸散發(fā)估算方法(比如:波溫比和渦度相關(guān)法、SPAC水分傳輸綜合模擬法、定量遙感估算法等)由于所需的資料難以獲取和估算精度有限等，在實(shí)際應(yīng)用中受到了較大限制。Bouchet［9］于1963年提出了蒸散發(fā)互補(bǔ)相關(guān)原理，為實(shí)際蒸散發(fā)的估算開辟了一條新途徑?；诨パa(bǔ)相關(guān)原理的概念，3種實(shí)際蒸散發(fā)計(jì)算模型(AA模型、GG模型、CRAE模型)被相繼提出。這3種模型僅需要常規(guī)的氣象數(shù)據(jù)，因此近年來被許多學(xué)者用于估算實(shí)際蒸散發(fā)［10-11］。然而，互補(bǔ)相關(guān)原理的成立需要一定的假設(shè)條件，加上蒸散發(fā)的各種影響因子隨氣候條件的不同會(huì)發(fā)生改變，因此3種模型的估算能力和適用性在不同的氣候類型區(qū)存在較大差別。Xu等［12］和劉紹民等［13］的研究均表明，基于3種模型原始參數(shù)的模擬效果較差，往往需要通過參數(shù)率定來提高估算精度，并且各模型的最優(yōu)參數(shù)值在不同的氣候類型區(qū)不一致。Gao等［14］利用參數(shù)率定后的AA模型和GG模型估算了海河流域的實(shí)際蒸散發(fā)，并基于Thornthwaite水量平衡法的計(jì)算結(jié)果對(duì)2種模型進(jìn)行評(píng)價(jià)，發(fā)現(xiàn)AA模型在海河流域的估算效果相對(duì)更優(yōu)。此外，劉波等［15］和劉健等［16］分別采用AA模型和GG模型估算長(zhǎng)江流域和鄱陽(yáng)湖流域的實(shí)際蒸散發(fā)，均取得了較好的模擬效果。

漢江是長(zhǎng)江流域最長(zhǎng)的支流，沿江分布有較大規(guī)模的工農(nóng)業(yè)，同時(shí)也是我國(guó)重要的農(nóng)業(yè)產(chǎn)區(qū)和商品糧基地。然而，漢江干流歷史上洪水災(zāi)害嚴(yán)重，是容易發(fā)生洪澇災(zāi)害的地區(qū)之一。研究漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的時(shí)空演變規(guī)律有助于進(jìn)一步理解氣候變化對(duì)水量平衡的影響，為流域的水資源配置和開發(fā)利用提供理論依據(jù)。目前，關(guān)于漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)方面的深入研究還未見報(bào)道?；诖?，筆者分別利用參數(shù)率定后的AA模型和GG模型，根據(jù)漢江流域內(nèi)14個(gè)氣象站點(diǎn)1961—2011年的逐日氣象資料進(jìn)行實(shí)際蒸散發(fā)的模擬，基于水量平衡法的計(jì)算結(jié)果優(yōu)選出GG模型，分析了過去51a間實(shí)際蒸散發(fā)的時(shí)空演變規(guī)律和主要?dú)庀笠蜃拥淖兓厔?shì)，并探討實(shí)際蒸散發(fā)演變的成因。

圖1 漢江流域及氣象站點(diǎn)分布示意圖Fig.1 Sketch map of location of Hanjiang River Basin and distribution of meteorological stations

1 研究區(qū)域和資料

漢江流域發(fā)源于陜西省漢中市嶓冢山，沿途流經(jīng)鄂、陜、豫、川、渝、甘6省市，位于東經(jīng)106°12'～114°14'、北緯30°08'～34°11'，干流全長(zhǎng)1577km，流域面積15.9萬(wàn)km2。漢江流域?qū)儆趤啛釒Ъ撅L(fēng)區(qū)，氣候比較溫和，年平均氣溫在15～17℃之間，水量較充沛。

研究資料包括向家坪水文站的徑流量資料和漢江流域內(nèi)14個(gè)氣象站點(diǎn)的逐日常規(guī)氣象資料。水文資料摘自《中華人民共和國(guó)水文年鑒》，時(shí)間序列為1961年1月至1986年12月;氣象資料由中國(guó)氣象局氣象信息中心氣象資料室提供，時(shí)間序列為1961年1月至2011年12月。資料包括日降水量、日最高氣溫、日最低氣溫、日平均氣溫、氣壓、相對(duì)濕度、日照時(shí)數(shù)。

2 研究方法

2.1 實(shí)際蒸散發(fā)模型

2.1.1 AA模型

Brutsaert等［17］根據(jù)Bouchet［9］的互補(bǔ)相關(guān)原理，提出了AA模型。AA模型中的參考蒸散發(fā)EP與濕潤(rùn)環(huán)境蒸散發(fā)EW分別利用Penman公式和Priestly-Taylor公式計(jì)算。實(shí)際蒸散發(fā)Ea的計(jì)算公式為

式中:α——經(jīng)驗(yàn)系數(shù)，其推薦取值為1.26;Δ——飽和水汽壓曲線斜率，kPa/℃;γ——干濕表常數(shù)，kPa/℃;Rn——地表凈輻射，MJ/(m2·d);M——土壤熱通量，MJ/(m2·d);ea——空氣干燥力，mm/d。

2.1.2 GG模型

Granger等［18］引進(jìn)相對(duì)蒸散發(fā)的概念，利用道爾頓蒸散定律推導(dǎo)出實(shí)際蒸散發(fā)和參考蒸散發(fā)的定量互補(bǔ)關(guān)系:

式中G為相對(duì)蒸散發(fā)參數(shù)，G=Ea/EP。

定義相對(duì)干燥力D=Ea/(Ea+Rn)，G與D之間存在以下關(guān)系:

式中a和b為經(jīng)驗(yàn)系數(shù)，推薦取值分別為0.793和0.20。

2.2 Mann-Kendall檢驗(yàn)和Sen’s坡度檢測(cè)法

Mann-Kendall檢驗(yàn)［19-20］和Sen’s坡度檢測(cè)法［21］是基于秩和變化斜率的檢驗(yàn)方法，其優(yōu)點(diǎn)在于不需要預(yù)先假定樣本的分布，不受異常值的干擾，能很好地處理非正態(tài)分布的數(shù)據(jù)。因此，這2種方法被廣泛地用于水文、氣象數(shù)據(jù)序列的變化趨勢(shì)研究［22-23］。同時(shí)，Mann-Kendall檢驗(yàn)也是世界氣象組織積極推薦的非參數(shù)檢驗(yàn)方法。

2.3 Pettitt突變檢測(cè)法

Pettitt于1979年提出的Pettitt突變檢測(cè)法［24］是一種非參數(shù)檢驗(yàn)方法，其物理意義清晰，可以明確突變時(shí)間，已經(jīng)被廣泛地應(yīng)用于水文、氣象序列的突變研究［25］。該檢驗(yàn)選用Mann-Whitney的統(tǒng)計(jì)函數(shù)Ut，T，認(rèn)為樣本x1，x2，…，xt，xt+1，…，xT獨(dú)立同分布(T為樣本容量)，對(duì)于連續(xù)序列，Ut，T和Vt，T的計(jì)算公式為

3 結(jié)果和討論

3.1 模型參數(shù)率定和實(shí)際蒸散發(fā)模擬

為了得到AA模型和GG模型在漢江流域的最優(yōu)參數(shù)值，選取漢江流域的子流域——洵河流域(面積為6448 km2)作為參數(shù)率定區(qū)域。

由洵河流域內(nèi)氣象站點(diǎn)1961—1986年的降雨量資料和向家坪水文站的同期徑流量資料求得多年平均降雨量P0=820.4mm，多年平均徑流深R0=312 mm，運(yùn)用多年水量平衡方程E0=P0-R0得到洵河流域多年平均實(shí)際蒸散發(fā)E0=508.4 mm。采用模型的原始參數(shù)值進(jìn)行計(jì)算，AA模型和GG模型求得的E0分別為860.5 mm和597.3 mm，所得結(jié)果與多年水量平衡方程的計(jì)算結(jié)果均存在一定誤差，但GG模型的誤差明顯比AA模型小。因此，本文通過對(duì)2種模型參數(shù)的不斷調(diào)整，使模型估算出的E0與水量平衡法計(jì)算結(jié)果的閉合差盡可能小，最終將AA模型的參數(shù)α調(diào)整為0.965，將GG模型的參數(shù)a和b分別調(diào)整為1.30和0.21。利用參數(shù)率定后的AA模型和GG模型對(duì)洵河流域模擬的E0分別為514.2 mm和509.2 mm，與水量平衡方程計(jì)算結(jié)果的相對(duì)誤差僅為1.14%和0.16%，兩者的估算精度都有大幅度提高，并且表現(xiàn)出較好的適用性，但相對(duì)而言GG模型的模擬效果更優(yōu)。

從洵河流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的年內(nèi)分布和年際變化(圖2)看，參數(shù)率定后AA模型和GG模型的模擬結(jié)果表現(xiàn)出高度的一致性，各月份的實(shí)際蒸散發(fā)最大僅相差1.9 mm，年實(shí)際蒸散發(fā)的變化趨勢(shì)基本一致。該結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了利用參數(shù)率定后的兩種模型對(duì)漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)進(jìn)行模擬的可靠性。

圖2 參數(shù)率定后AA模型和GG模型計(jì)算出的洵河流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的年內(nèi)分布和年際變化對(duì)比Fig.2 Comparison of monthly and annual average actual evapotranspiration calculated by AA model and GG model using calibrated parameter values for Xunhe River Basin

根據(jù)漢江流域14個(gè)站點(diǎn)1961—2011年的逐日實(shí)測(cè)氣象資料，分別利用參數(shù)率定后的AA模型和GG模型對(duì)整個(gè)漢江流域的實(shí)際蒸散發(fā)進(jìn)行模擬。從年際變化(圖3)看，AA模型和GG模型估算出的年實(shí)際蒸散發(fā)的變化趨勢(shì)基本一致，各年份的實(shí)際蒸散發(fā)也大致相等。為了便于研究，本文根據(jù)GG模型的計(jì)算結(jié)果對(duì)漢江流域過去51a的實(shí)際蒸散發(fā)時(shí)空演變規(guī)律進(jìn)行分析。

圖3 參數(shù)率定后AA模型和GG模型計(jì)算出的漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的年際變化對(duì)比Fig.3 Comparison of annual average actual evapotranspiration calculated by AA model and GG model using calibrated parameter values for Hanjiang River Basin

3.2 漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的空間變化特征

本文利用反距離權(quán)重插值法分析漢江流域1961—2011年平均實(shí)際蒸散發(fā)的空間分布特征(圖4)。從總體上看，漢江流域多年平均實(shí)際蒸散發(fā)呈現(xiàn)從東南向西北逐漸減少的趨勢(shì)，其中位于漢江下游的鐘祥站和天門站的多年平均實(shí)際蒸散發(fā)在14個(gè)氣象站點(diǎn)中較大，分別為607.9 mm和607.5 mm;漢江上游各氣象站點(diǎn)的多年平均實(shí)際蒸散發(fā)相對(duì)較小，最小值出現(xiàn)在佛坪站，其多年平均實(shí)際蒸散發(fā)為484.5 mm。

圖4 漢江流域多年平均實(shí)際蒸散發(fā)的空間分布Fig.4 Spatial distribution of annual average actual evapotranspiration over Hanjiang River Basin

分別利用Mann-Kendall檢驗(yàn)和Sen’s坡度檢測(cè)法對(duì)漢江流域14個(gè)氣象站點(diǎn)1961—2011年的逐年實(shí)際蒸散發(fā)進(jìn)行趨勢(shì)分析，圖5給出了Mann-Kendell檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量Z值和Sen’s坡度值的空間分布。在過去的51 a間，除鎮(zhèn)安氣象站的年實(shí)際蒸散發(fā)呈顯著上升趨勢(shì)(置信度超過95%)外，其余13個(gè)站點(diǎn)均呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，其中8個(gè)站點(diǎn)的下降趨勢(shì)較顯著(置信度超過95%)，主要分布在流域東部。Sen’s坡度檢測(cè)法的結(jié)果表明:流域東部的Sen’s坡度值較小，坡度范圍集中在-1.0～-1.5 mm/a;流域中部的Sen’s坡度值相對(duì)較大，局部地區(qū)甚至出現(xiàn)了正的上升趨勢(shì)，其中鎮(zhèn)安站的坡度值為0.812 mm/a，是所有站點(diǎn)中唯一出現(xiàn)正Sen’s坡度值的站點(diǎn)，這與Mann-Kendall檢驗(yàn)的結(jié)果一致。

圖5 Z值和Sen’s坡度值的空間分布Fig.5 Spatial distribution of Z values and Sen’s slope values

3.3 漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的時(shí)間變化特征

圖6 漢江流域1961—2011年實(shí)際蒸散發(fā)的年際變化Fig.6 Annual variation of actual evapotranspiration over Hanjiang River Basin from 1961 to 2011

分別采用簡(jiǎn)單線性回歸模型和二元回歸模型得出漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的回歸曲線(圖6)?？傮w上看，過去51a間漢江流域的實(shí)際蒸散發(fā)呈較明顯的下降趨勢(shì)，下降斜率為-0.671 4 mm/a。二元回歸曲線顯示漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的年際變化可大致分為2個(gè)階段:1961—1991年下降趨勢(shì)較顯著，曲線斜率較小;1991年之后下降幅度明顯減小，2001—2011年間呈現(xiàn)微弱的上升趨勢(shì)。

為了進(jìn)一步分析漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的年際變化規(guī)律(包括趨勢(shì)、坡度和突變)，分別采用Mann-Kendall檢驗(yàn)法、Sen’s坡度檢測(cè)法和Pettitt突變檢測(cè)法對(duì)該流域1961—2011年的實(shí)際蒸散發(fā)序列進(jìn)行檢測(cè)，結(jié)果表明，過去51 a漢江流域年實(shí)際蒸散發(fā)呈現(xiàn)顯著的下降趨勢(shì)(置信度為99%)，其Sen’s坡度值為-0.6913 mm/a，與一元線性回歸曲線的斜率(-0.671 4 mm/a)基本一致。圖7(a)顯示年實(shí)際蒸散發(fā)在1979年發(fā)生顯著突變，P值為3.44×10-4(遠(yuǎn)小于99%置信度的閾值0.01)，Kt值為424。圖7(b)表明突變前后的Ea均值由575.5 mm降至547.3 mm，降幅達(dá)5%。

圖7 漢江流域1961—2011年實(shí)際蒸散發(fā)的Pettitt檢測(cè)結(jié)果Fig.7 Results of Pettitt test of actual evapotranspiration over Hanjiang River Basin from 1961 to 2011

從漢江流域的逐站點(diǎn)Pettitt檢測(cè)結(jié)果(圖8)看，流域內(nèi)所有14個(gè)站點(diǎn)的年實(shí)際蒸散發(fā)均呈顯著突變趨勢(shì)(置信度為95%)，其中有8個(gè)站點(diǎn)的突變達(dá)到了99%置信度，主要分布在流域的東南部和西北部地區(qū)。此外，共有11個(gè)站點(diǎn)的突變年份為1979年，占總數(shù)的78.6%。

3.4 實(shí)際蒸散發(fā)變化的成因分析

受供水條件和能量因素共同作用，流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的機(jī)理一般比較復(fù)雜，由于土壤含水量資料往往難以搜集，因此以降水量代替［26］。研究表明，氣象因子變化是造成濕潤(rùn)地區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)時(shí)空波動(dòng)的主要原因［27］。基于此，為了探討漢江流域1961—2011年實(shí)際蒸散發(fā)時(shí)空演變的成因，筆者分別采用Mann-Kendall檢驗(yàn)法、Sen’s坡度檢測(cè)法和Pettitt突變檢測(cè)法對(duì)風(fēng)速、氣溫、日照時(shí)數(shù)、氣壓、相對(duì)濕度、降水量這6個(gè)氣象因子進(jìn)行檢測(cè)。研究結(jié)果表明:(a)過去51 a間漢江流域的年平均風(fēng)速、年平均日照時(shí)數(shù)和年平均氣壓均呈現(xiàn)顯著的下降趨勢(shì)(置信度為99%)，并且分別于1981年、1979年和1993年發(fā)生顯著突變(置信度為99%);(b)在全球氣候變暖的背景下，漢江流域的年平均氣溫也顯著升高(置信度為99%)，其Sen’s坡度值為0.016℃/a，在1993年發(fā)生顯著突變(置信度為99%);(c)年平均相對(duì)濕度和年降水量分別呈微弱的上升趨勢(shì)和微弱的下降趨勢(shì)，兩者未表現(xiàn)出顯著的突變特征。

圖8 各氣象站點(diǎn)實(shí)際蒸散發(fā)的突變年份Fig.8 Years of mutation of actual evapotranspiration at 14 meteorological stations

風(fēng)速、氣溫、日照時(shí)數(shù)和降水量對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)均產(chǎn)生正作用，而相對(duì)濕度和氣壓對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)則產(chǎn)生負(fù)作用［24］。但是過去51 a間氣溫的顯著上升和氣壓的顯著下降并沒有導(dǎo)致漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)上升，究其原因，主要是風(fēng)速和日照時(shí)數(shù)顯著下降對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)的減弱作用補(bǔ)償了氣溫和氣壓引起的實(shí)際蒸散發(fā)增量，從而造成實(shí)際蒸散發(fā)呈顯著的下降趨勢(shì)。各氣象因子的Pettitt突變檢測(cè)結(jié)果也表明風(fēng)速和日照時(shí)數(shù)的突變年份(1981年、1979年)與實(shí)際蒸散發(fā)的突變年份(1979年)幾乎一致，兩者的顯著下降是導(dǎo)致漢江流域1961—2011年實(shí)際蒸散發(fā)顯著下降的主要原因。

4 結(jié) 語(yǔ)

對(duì)漢江流域1961—2011年實(shí)際蒸散發(fā)的時(shí)空演變規(guī)律和主要?dú)庀笠蜃拥淖兓厔?shì)進(jìn)行分析，并探討了實(shí)際蒸散發(fā)變化的成因，得到以下主要結(jié)論:

a.參數(shù)率定后的AA模型和GG模型均表現(xiàn)出較好的適用性，兩種模型對(duì)整個(gè)漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的模擬結(jié)果基本一致。相對(duì)而言，GG模型的模擬效果更優(yōu)。

b.漢江流域1961—2011年平均實(shí)際蒸散發(fā)總體上呈現(xiàn)自東南向西北逐次減少的空間分布特征;除鎮(zhèn)安站的年實(shí)際蒸散發(fā)呈顯著上升趨勢(shì)外，其余站點(diǎn)均呈下降趨勢(shì)，其中8個(gè)站點(diǎn)的下降趨勢(shì)較顯著，主要分布在流域東部。

c.漢江流域1961—2011年平均實(shí)際蒸散發(fā)呈現(xiàn)顯著的下降趨勢(shì)，其Sen’s坡度值為-0.691 3 mm/a，并于1979年發(fā)生顯著突變，突變前后的均值由575.5 mm降至547.3 mm，降幅達(dá)5%。

d.過去的51 a間，風(fēng)速和日照時(shí)數(shù)顯著下降對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)的減弱作用補(bǔ)償了氣溫和氣壓引起的實(shí)際蒸散發(fā)的增量，是導(dǎo)致漢江流域年實(shí)際蒸散發(fā)顯著下降的主要原因。

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