基于集對(duì)分析的黃河源區(qū)氣候變化分析

張金萍，張 鑫，肖宏林

(1. 鄭州大學(xué)水利與環(huán)境學(xué)院，鄭州 450001；2. 鄭州市水資源與水環(huán)境重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，鄭州 450001； 3. 河南省地下水污染防治與修復(fù)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，鄭州 450001)

黃河源區(qū)作為黃河流域最重要的產(chǎn)流區(qū)，素有黃河水塔之稱，源區(qū)氣候變化更是影響產(chǎn)匯流的關(guān)鍵?，F(xiàn)階段關(guān)于黃河源區(qū)氣候變化相關(guān)研究成果已有很多[1-3]，但多集中于采用既定的數(shù)學(xué)方法分析單一氣候指標(biāo)，如降水、植被覆蓋度、氣溫等的變化情況，這些有利于實(shí)現(xiàn)人類活動(dòng)與氣候變化之間關(guān)系的基礎(chǔ)科學(xué)認(rèn)知，然而黃河源區(qū)在氣候綜合指標(biāo)方面研究相對(duì)較少。實(shí)際上，人類活動(dòng)往往受氣候綜合指標(biāo)所影響，且進(jìn)行氣候綜合評(píng)價(jià)有助于消除多指標(biāo)間的影響，更加準(zhǔn)確判別氣候變化趨勢(shì)與人類活動(dòng)的客觀關(guān)系。

為此本文根據(jù)黃河源區(qū)實(shí)際，應(yīng)用Mann-Kendall方法識(shí)別源區(qū)氣候變異年份，綜合黃河源區(qū)各氣候指標(biāo)，應(yīng)用粗糙集理論確定各指標(biāo)權(quán)重，并依據(jù)集對(duì)分析理論確定黃河源區(qū)氣候特征聯(lián)系度，結(jié)合Mann-Kendall及R/S方法探究黃河源區(qū)氣候特征的變化趨勢(shì)，有助于認(rèn)識(shí)人為與自然因素在氣候變化中的相對(duì)作用，可為黃河源區(qū)保護(hù)工作提供科學(xué)參考。

1 研究區(qū)概況

黃河源區(qū)指龍羊峽水庫(kù)以上的黃河流域，位于青藏高原東北部腹地，包括青海、四川、甘肅3省的部分城市，介于32°～37°N，95°～104°E，其源區(qū)流域面積可達(dá)13.2 萬(wàn)km2，詳見(jiàn)圖1。

圖1 地理位置示意圖Fig.1 Geographic sketch maps

黃河源區(qū)整體海拔高、氣溫低，地貌復(fù)雜狀況復(fù)雜，屬高原大陸性氣候。源區(qū)多年平均降水量為200～700 mm，日照時(shí)間長(zhǎng)，冷熱干濕分明，以占黃河流域面積13%的匯水面積貢獻(xiàn)了黃河年徑流量的34%，成為黃河流域最重要的產(chǎn)流區(qū)。其地表水資源量主要來(lái)源于降水、冰川融雪及凍土融水。相關(guān)研究表明：受氣候變化及人類活動(dòng)的影響，源區(qū)內(nèi)凍土發(fā)生顯著退化[4]，且源區(qū)地表徑流量呈現(xiàn)減少趨勢(shì)[5]。

唐乃亥水文站位于龍羊峽水庫(kù)上游，是黃河干流天然徑流河段與人工調(diào)節(jié)河段的分界點(diǎn)，其徑流量的變化可以側(cè)面反應(yīng)黃河源區(qū)各氣候指標(biāo)綜合影響程度。

2 研究思路

黃河源區(qū)氣候特征變化趨勢(shì)研究思路如下。

(1)收集整理黃河源區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)；

(2)利用Mann-Kendall突變檢驗(yàn)及滑動(dòng)t檢驗(yàn)判斷唐乃亥水文站顯著突變時(shí)間點(diǎn)，進(jìn)而確定黃河源區(qū)氣候特征的突變；

(3)構(gòu)建源區(qū)氣候特征指標(biāo)體系，利用粗糙集相關(guān)理論確定各指標(biāo)所占權(quán)重；

(4)利用集對(duì)分析相關(guān)理論構(gòu)建黃河源區(qū)氣候特征聯(lián)系度模型；

(5)結(jié)合Mann-Kendall檢驗(yàn)及R/S方法，分析黃河源區(qū)氣候特征變化趨勢(shì)。

2.1 突變年份識(shí)別

本文結(jié)合源區(qū)實(shí)際，以常見(jiàn)指標(biāo)日照、氣溫、風(fēng)速及降水作為研究?jī)?nèi)容。由于各指標(biāo)發(fā)生突變的年份也各不相同，且在各指標(biāo)相互影響后，源區(qū)氣候特征發(fā)生較明顯改變的年份就顯得更難判別，本文在查閱相關(guān)文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，結(jié)合唐乃亥徑流變化進(jìn)一步確定黃河源區(qū)受各氣候指標(biāo)相互影響后氣候特征突變年份。

(1)理論依據(jù)。本文基于2000-2018年的源區(qū)相關(guān)研究，學(xué)者更傾向于將1990年前時(shí)段作為黃河源區(qū)基準(zhǔn)期，本文僅列舉部分文獻(xiàn)的相關(guān)闡述，具體如下：李萬(wàn)志等[6]研究發(fā)現(xiàn)源區(qū)降水與徑流在時(shí)間尺度上變化保持一致，且同以1990年作為時(shí)段界限；藍(lán)永超等[7]研究發(fā)現(xiàn)源區(qū)氣溫在20世紀(jì)90年代后顯著上升，且降水在1989年后存在一個(gè)突變，且源區(qū)下游水文站徑流受降雨影響更為顯著；劉彩紅等[8]研究發(fā)現(xiàn)黃河源區(qū)氣溫在1987年后存在迅速升溫的趨勢(shì)，降雨在20世紀(jì)90年代有明顯分界，2005年后的蒸發(fā)存在明顯上升態(tài)勢(shì)，且徑流量對(duì)降雨有較強(qiáng)的響應(yīng)；李林等[9,10]研究發(fā)現(xiàn)黃河源區(qū)20世紀(jì)90年代后出現(xiàn)干旱化趨勢(shì)，人類活動(dòng)的影響明顯增多，且降水減少是影響徑流的主要因素。

(2)實(shí)際分析。由上述文獻(xiàn)研究中大致看出黃河源區(qū)受各氣候指標(biāo)相互影響后氣候特征突變年份大致處于20世紀(jì)80、90年代，大部分學(xué)者更認(rèn)同1990年作為分界點(diǎn)，且下游徑流對(duì)源區(qū)降雨、氣溫等氣候因子具有一定的響應(yīng)，且因唐乃亥水文站獨(dú)特的地理位置，對(duì)唐乃亥水文站徑流進(jìn)行突變檢驗(yàn)[11]，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)圖2。其中正向序列UF統(tǒng)計(jì)量與逆向序列UB統(tǒng)計(jì)量的交點(diǎn)為突變點(diǎn)，對(duì)應(yīng)年份分別為1990年、2011年、2012年。經(jīng)滑動(dòng)t檢驗(yàn)[12]確定僅于1990年發(fā)生顯著突變，其t統(tǒng)計(jì)量值為2.29明顯大于臨界值tα/2。徑流顯著突變年份1990年與文獻(xiàn)研究中基準(zhǔn)期的分界點(diǎn)不謀而合，為此最終確定1990年作為黃河源區(qū)受各氣候指標(biāo)相互影響后氣候特征突變年份。

圖2 唐乃亥徑流M-K突變檢驗(yàn)Fig.2 Mann-Kendall test of runoff at tangnaihai hydrological station

2.2 黃河源區(qū)氣候特征指標(biāo)體系構(gòu)建及數(shù)據(jù)可靠性檢驗(yàn)

2.2.1 指標(biāo)體系

選取黃河源區(qū)11組氣象站2015年前日照、風(fēng)速、氣溫及降水?dāng)?shù)據(jù)對(duì)黃河源區(qū)氣候特征進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，各分級(jí)指標(biāo)如下：源區(qū)氣象站點(diǎn)氣候特征Ci有：班瑪C1、達(dá)日C2、河南C3、紅原C4、久治C5、瑪多C6、瑪曲C7、若爾蓋C8、同德C9、興海C10、澤庫(kù)C11，單站氣候指標(biāo)Ci,j有：日照年平均值Ci,1、日照極值差Ci,2、氣溫年平均值Ci,3、氣溫極值差Ci,4、風(fēng)速年平均值Ci,5、風(fēng)速極值差Ci,6、降水年平均值Ci,7、降水極值差Ci,8，年平均值指年內(nèi)各數(shù)據(jù)的均值，極值差指年內(nèi)最大值與最小值差值的絕對(duì)值。

依據(jù)上述指標(biāo)及所確定突變年份確定突變后逐年氣候特征改變程度，計(jì)算公式如下:

(1)

經(jīng)上述公式計(jì)算求得共計(jì)2 200 組指標(biāo)改變程度，改變程度分布見(jiàn)圖3。由圖3可知黃河源區(qū)氣候指標(biāo)改變程度更多地集中在Di,j,m≤15%，其數(shù)量接近總數(shù)的2/3，Di,j,m≤5%數(shù)量接近總數(shù)的1/3，故選擇改變程度限值為5%、15%，即當(dāng)0≤Di,j,m≤5%時(shí)為低度改變；當(dāng)515%時(shí)為高度改變。

圖3 指標(biāo)改變程度分布Fig.3 Distribution of index change degree

2.2.2 數(shù)據(jù)可靠性檢驗(yàn)

對(duì)含錯(cuò)誤信息的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析產(chǎn)生的影響遠(yuǎn)比數(shù)據(jù)缺失顯著，甚至?xí)a(chǎn)生截然相反的后果，為此針對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行可靠性檢驗(yàn)顯得尤為重要。黃河源區(qū)日照、氣溫、風(fēng)速及降水?dāng)?shù)據(jù)在記錄時(shí)存在數(shù)據(jù)停測(cè)，為此本文進(jìn)行了相關(guān)數(shù)據(jù)的插補(bǔ)，主要依據(jù)各站在源區(qū)的相對(duì)位置及其海拔高度進(jìn)行臨近站的選取，詳見(jiàn)表1。

表1 氣象站海拔高度及臨近站選取Tab.1 Altitude of meteorological stations and selection of near stations

注：站點(diǎn)括號(hào)內(nèi)數(shù)值為各站點(diǎn)海拔高度，單位為m。

采用雙累積曲線法[13]對(duì)各組內(nèi)相關(guān)站點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行可靠性檢驗(yàn)，以各站日照數(shù)據(jù)為例，結(jié)果詳見(jiàn)圖4～圖8。從圖4～圖8中可以看出各組內(nèi)氣象站變化幾乎同趨勢(shì)，且雙累積曲線檢驗(yàn)效果較好，可以應(yīng)用此分組進(jìn)行數(shù)據(jù)的插補(bǔ)，且插補(bǔ)數(shù)據(jù)具有可靠性。

圖4 同德、興?？煽啃詸z驗(yàn)Fig.4 Reliability test of Tongde and Xinghai

圖6 紅原、瑪曲、若爾蓋可靠性檢驗(yàn)Fig.6 Reliability test of Hongyuan, Maqu and Ruoergai

圖7 班瑪、久治可靠性檢驗(yàn)Fig.7 Reliability test of Banma and Jiuzhi

圖8 達(dá)日、瑪多可靠性檢驗(yàn)Fig.8 Reliability test of Dari and Maduo

2.3 指標(biāo)權(quán)重確定

2.3.1 構(gòu)建決策表

將突變后年份進(jìn)一步平分為5組時(shí)段進(jìn)行權(quán)重計(jì)算，即1991-1995、1996-2000、2001-2005、2006-2010以及2011-2015年，依據(jù)粗糙集相關(guān)理論[14]構(gòu)建決策表，視氣候指標(biāo)為決策表中的條件屬性集，源區(qū)氣象站點(diǎn)氣候特征為其決策屬性，由于篇幅有限，僅展示C1構(gòu)建的決策表，其余站點(diǎn)內(nèi)容與其類似，具體如下：

C1={C1,1,C1,2,C1,3,C1,4,C1,5,C1,6,C1,7,C1,8}={日照平均值, 日照極值差, 氣溫平均值, 氣溫極值差, 風(fēng)速平均值, 風(fēng)速極值差, 降水平均值, 降水極值差}，決策屬性D={C1}={班瑪站氣候特征}。

各氣候指標(biāo)Ci,j權(quán)重確定后，再視源區(qū)各氣象站點(diǎn)氣候特征為決策表中的條件屬性集，黃河源區(qū)氣候特征為其決策屬性，具體如下：

C={C1,C2,C3,C4,C5,C6,C7,C8,C9,C10,C11}={班瑪站, 達(dá)日站, 河南站, 紅原站, 久治站, 瑪多站, 瑪曲站, 若爾蓋站, 同德站, 興海站, 澤庫(kù)站},決策屬性D={y}={黃河源區(qū)氣候特征}。

決策表內(nèi)各屬性值x計(jì)算公式如下：

(2)

(3)

(4)

式中：Di,j為各氣候指標(biāo)的改變程度；Di為第i個(gè)站點(diǎn)氣候特征的改變程度；Dy為源區(qū)各站點(diǎn)氣候特征標(biāo)準(zhǔn)差；k為所計(jì)算指標(biāo)個(gè)數(shù)。

2.3.2 指標(biāo)權(quán)重的確定

依據(jù)構(gòu)建決策表計(jì)算各站點(diǎn)氣候特征、氣候指標(biāo)的相應(yīng)權(quán)重系數(shù)[14]，經(jīng)下式整合后確定各指標(biāo)權(quán)重：

ωi,j=CiCi,j

(5)

式中：i為源區(qū)各站點(diǎn)氣候特征序號(hào)；j為站點(diǎn)氣候指標(biāo)序號(hào)。

經(jīng)計(jì)算整理可得到88個(gè)二級(jí)指標(biāo)權(quán)重見(jiàn)表2。

表2 黃河源區(qū)氣候特征指標(biāo)權(quán)重Tab.2 Weight of climate characteristic indicators in the source region of the Yellow River

2.4 黃河源區(qū)氣候特征聯(lián)系度模型構(gòu)建

將黃河源區(qū)氣候特征指標(biāo)體系與指標(biāo)改變程度看作一組集對(duì)，將氣候特征指標(biāo)體系看作集合A，指標(biāo)改變程度看作集合B，構(gòu)成氣候特征改變程度評(píng)估集對(duì)[15]。將指標(biāo)權(quán)重引入集對(duì)分析概念中,假設(shè)在t時(shí)刻時(shí)，88組氣候特征指標(biāo)中有Ht個(gè)指標(biāo)的改變程度為高，Mt個(gè)指標(biāo)的改變程度為中，Lt個(gè)指標(biāo)的改變程度為低，且滿足Ht+Mt+Lt=88。則基于集對(duì)分析的源區(qū)氣候特征聯(lián)系度μ為：

(6)

經(jīng)計(jì)算得到源區(qū)氣候特征逐年聯(lián)系度系數(shù)見(jiàn)表3。

2.5 集對(duì)勢(shì)、集對(duì)悲觀勢(shì)及集對(duì)樂(lè)觀勢(shì)的確定

集對(duì)勢(shì)SHI(H)是在不考慮不確定項(xiàng)b的變化情況下，采用同一項(xiàng)a與對(duì)立項(xiàng)c比值反映2集合間聯(lián)系程度[16,17]，表達(dá)式如下：

SHI(H)=a/c

(7)

集對(duì)悲觀勢(shì)及集對(duì)樂(lè)觀勢(shì)是保證同一項(xiàng)a與對(duì)立項(xiàng)c保持原狀態(tài)，只研究不確定項(xiàng)b的變化后產(chǎn)生的影響。

悲觀勢(shì)SHI(B)是指從悲觀角度出發(fā)，將不確定項(xiàng)b全部轉(zhuǎn)化為對(duì)立項(xiàng)c，進(jìn)而通過(guò)同一項(xiàng)a與對(duì)立項(xiàng)c比值來(lái)研究系統(tǒng)狀態(tài)[16,17]，表達(dá)式如下：

SHI(B)=a/(b+c)

(8)

樂(lè)觀勢(shì)SHI(O)是指從樂(lè)觀角度出發(fā)，將不確定項(xiàng)b全部轉(zhuǎn)化為同一項(xiàng)a，進(jìn)而通過(guò)同一項(xiàng)a與對(duì)立項(xiàng)c比值來(lái)研究系統(tǒng)狀態(tài)[16,17]，表達(dá)式如下：

表3 逐年聯(lián)系度系數(shù)統(tǒng)計(jì)Tab.3 Calculation results of correlation eegree

SHI(O)=(a+b)/c

(9)

經(jīng)計(jì)算得到源區(qū)氣候特征的各時(shí)段及逐年集對(duì)勢(shì)、集對(duì)悲觀勢(shì)及集對(duì)樂(lè)觀勢(shì)結(jié)果見(jiàn)圖9。

圖9 集對(duì)勢(shì)、集對(duì)悲觀勢(shì)及集對(duì)樂(lè)觀勢(shì)統(tǒng)計(jì)Fig.9 Calculation results of set pair potential, pessimistic potential and optimistic potential

3 結(jié)果分析

黃河源區(qū)氣候特征作為一個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng)，其穩(wěn)定性必然是相對(duì)的，受確定項(xiàng)與不確定項(xiàng)影響，其變化特征尤為復(fù)雜。為此本文依據(jù)確定項(xiàng)結(jié)果分析源區(qū)氣候特征發(fā)展的主體趨勢(shì)，從不確定項(xiàng)結(jié)果衡量主體趨勢(shì)發(fā)展的強(qiáng)弱[17]。

3.1 源區(qū)氣候特征主體趨勢(shì)分析

提取圖9中集對(duì)勢(shì)SHI(H)進(jìn)行詳細(xì)分析，具體見(jiàn)圖10。由圖10可以看出集對(duì)勢(shì)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，表明與基準(zhǔn)期1990年前相比，同一項(xiàng)a降低，對(duì)立項(xiàng)c增加，黃河源區(qū)氣候綜合變化現(xiàn)階段整體呈現(xiàn)變差的趨勢(shì)，存在向不穩(wěn)定發(fā)展的趨勢(shì)。進(jìn)一步對(duì)其數(shù)據(jù)進(jìn)行Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法及R/S分析法處理，經(jīng)計(jì)算Hurst指數(shù)=0.38<0.5，Mann-Kendall趨勢(shì)變化見(jiàn)圖11。

由圖11及Hurst指數(shù)可以看出集對(duì)勢(shì)變化呈現(xiàn)下降趨勢(shì)但并不顯著，且具有反持續(xù)特性，即未來(lái)呈現(xiàn)與現(xiàn)在相反的趨勢(shì)。1993年后集對(duì)勢(shì)下降明顯，20世紀(jì)90年代末趨勢(shì)有所緩解，說(shuō)明20世紀(jì)90年代初黃河源區(qū)氣候特征惡化，20世紀(jì)90年代末有所改善?？赡苁怯捎?0世紀(jì)90年代初黃河源區(qū)氣候偏暖干化，且過(guò)牧現(xiàn)象嚴(yán)重造成覆被退化，進(jìn)而導(dǎo)致氣候惡化[18]；隨著20世紀(jì)90年代末源區(qū)防沙治沙工程實(shí)施，使得土地覆被狀況轉(zhuǎn)好[19]，尤其是2003年以來(lái)的源區(qū)減畜工程和三江源自然保護(hù)區(qū)生態(tài)保護(hù)措施的實(shí)施[18]更使得這種趨勢(shì)變得穩(wěn)定。

圖10 集對(duì)勢(shì)趨勢(shì)變化Fig.10 Trend of set pair potential

圖11 Mann-Kendall趨勢(shì)變化Fig.11 Trend of Mann-Kendall test

3.2 源區(qū)發(fā)展趨勢(shì)變化強(qiáng)弱分析

隨著時(shí)間的推移，其不確定項(xiàng)b可能會(huì)向同一項(xiàng)a或者對(duì)立項(xiàng)c轉(zhuǎn)化，為此集對(duì)樂(lè)觀勢(shì)與悲觀勢(shì)是該系統(tǒng)變化的上限與下限，集對(duì)樂(lè)觀勢(shì)與悲觀勢(shì)差值SHI(O)-SHI(B)表征其變化范圍的大小。

故提取圖9中集對(duì)樂(lè)觀勢(shì)與悲觀勢(shì)差值SHI(O)-SHI(B)進(jìn)行詳細(xì)分析，具體見(jiàn)圖12。由圖12可知，1991-2015年差值SHI(O)-SHI(B)幾乎保持穩(wěn)定，略有增加，不確定項(xiàng)b較傾向于同一項(xiàng)a，說(shuō)明黃河源區(qū)整體氣候存在向好的態(tài)勢(shì)，但發(fā)展趨勢(shì)的變化處于較弱水平，還不足以改變主體趨勢(shì)。依據(jù)上文主體趨勢(shì)的變化，以2000年為節(jié)點(diǎn)進(jìn)一步分析，對(duì)比看出源區(qū)保護(hù)措施的實(shí)施對(duì)使源區(qū)氣候特征向穩(wěn)定態(tài)勢(shì)發(fā)展有明顯的促進(jìn)作用。

圖12 SHI(O)-SHI(B)分析Fig.12 Analysis of SHI(O)-SHI(B)

4 研究結(jié)論

(1)以源區(qū)氣象站日照、風(fēng)速、氣溫及降水指標(biāo)構(gòu)建氣候特征聯(lián)系度模型評(píng)估黃河源區(qū)氣候特征趨勢(shì)變化，不但可從氣候變化角度印證源區(qū)保護(hù)措施的實(shí)效性，還可判別在人類活動(dòng)干預(yù)下黃河源區(qū)氣候特征的變化趨勢(shì)，可為源區(qū)保護(hù)工作提供科學(xué)參考。

(2)依據(jù)集對(duì)勢(shì)趨勢(shì)變化可以看出，較基準(zhǔn)期1990年前，黃河源區(qū)氣候特征主體趨勢(shì)仍還處于變差階段，存在向不穩(wěn)定發(fā)展的趨勢(shì)；結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)及集對(duì)勢(shì)M-K趨勢(shì)變化可以看出源區(qū)保護(hù)措施的實(shí)施只是在一定程度上延緩這種趨勢(shì)，且集對(duì)勢(shì)M-K趨勢(shì)變化具備一定可靠性。

(3)由集對(duì)樂(lè)觀勢(shì)與悲觀勢(shì)差值可以看出黃河源區(qū)發(fā)展趨勢(shì)的變化處于較弱水平，與Hurst指數(shù)反映的反持續(xù)性相符合，結(jié)果具備一定可靠性，即源區(qū)未來(lái)氣候特征存在逐步變好的可能，但所需周期很長(zhǎng)，建議針對(duì)黃河源區(qū)進(jìn)一步出臺(tái)相關(guān)政策，以便加快這種狀態(tài)的轉(zhuǎn)變。

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