太湖流域梅雨的劃分及其典型年異常成因分析*

吳 娟 ，梁 萍，林荷娟，吳志勇，錢琦雯

(1：太湖流域管理局水文局(信息中心)，上海 200434) (2：上海市氣候中心，中國氣象局上海城市氣候變化應(yīng)對(duì)重點(diǎn)開放實(shí)驗(yàn)室，上海 200030) (3：河海大學(xué)水文水資源學(xué)院，南京 210098) (4：南京信息工程大學(xué)，南京 210044)

梅雨通常是指每年初夏6、7月份在中國長江中下游流域、日本中南部、韓國南部等地出現(xiàn)的連陰雨現(xiàn)象[1]. 梅雨是一個(gè)區(qū)域氣候?qū)W概念，區(qū)域內(nèi)不同省(市)的梅雨起始日期可能不一致，但區(qū)域入梅日期應(yīng)為該區(qū)域內(nèi)集中降雨的開始和大氣環(huán)流轉(zhuǎn)變的時(shí)間[2]. 各省(市)在制定本地入/出梅標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，有的以降雨實(shí)況為標(biāo)準(zhǔn)，有的以大氣環(huán)流特征為標(biāo)準(zhǔn)，有的同時(shí)考慮降雨和大氣環(huán)流的變化[3]，當(dāng)符合了各自制定的標(biāo)準(zhǔn)，相應(yīng)地區(qū)就入/出梅了. 然而，即使采用同一類標(biāo)準(zhǔn)，區(qū)域內(nèi)各省(市)所處的地理位置不同、梅雨監(jiān)測(cè)的具體指標(biāo)不同，導(dǎo)致了計(jì)算的入/出梅日期差異較大、可比性較差，對(duì)梅雨預(yù)測(cè)產(chǎn)生了一定影響. 為解決這些問題，《梅雨監(jiān)測(cè)指標(biāo)》(GB/T 33671-2017)(以下簡稱“國標(biāo)”)于 2017年12月正式實(shí)施[4]. 國標(biāo)將梅雨監(jiān)測(cè)區(qū)域分為江南區(qū)、長江中下游區(qū)和江淮區(qū)，通過制定雨日雨期、西太平洋副熱帶高壓(以下簡稱“副高”)脊線位置、日平均氣溫等標(biāo)準(zhǔn)，綜合反映梅雨期降雨過程多、雨強(qiáng)大、高濕悶熱的氣候特征[5].

從氣候分區(qū)來看，太湖流域?qū)儆陂L江中下游區(qū)，總面積為37097.8 km2，行政區(qū)劃分屬江蘇、浙江、上海、安徽三省一市，其中江蘇省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來源，正常梅雨量可占汛期降水量的30%～40%成，梅雨是太湖流域洪澇災(zāi)害的主要降雨類型[6]，3次流域性大洪水(1991、1999、2016年)均由異常偏多的梅雨造成，導(dǎo)致太湖水位長時(shí)間超警戒甚至超設(shè)計(jì)[7]. 長期以來，由于缺少針對(duì)太湖流域的入/出梅標(biāo)準(zhǔn)，太湖流域的歷史入/出梅日期主要根據(jù)江蘇、浙江、上海入/出梅日期綜合而定，通常以第一個(gè)省(市)當(dāng)年宣布的入梅日定為流域入梅日，以最后一個(gè)省(市)當(dāng)年宣布的出梅日定為流域出梅日. 然而，流域各省(市)宣布入/出梅日期大多是根據(jù)預(yù)報(bào)綜合分析而定，由于存在預(yù)報(bào)誤差，加上沒有考慮地域差異，導(dǎo)致太湖流域部分歷史入/出梅日期與實(shí)際差異很大，個(gè)別年份甚至出現(xiàn)入梅當(dāng)日流域無雨或持續(xù)高溫干旱仍不出梅的不合理現(xiàn)象，嚴(yán)重影響了梅雨期水文分析評(píng)價(jià)工作.

為了進(jìn)一步做好梅雨期水文預(yù)測(cè)預(yù)報(bào)工作，在建立適用于太湖流域相對(duì)統(tǒng)一的入/出梅標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，準(zhǔn)確預(yù)測(cè)水情變化趨勢(shì)，對(duì)太湖流域防汛調(diào)度、水資源調(diào)度具有十分重要的指導(dǎo)意義，對(duì)深入研究梅雨期氣象水文變化規(guī)律、水利工程精細(xì)調(diào)度與科學(xué)決策具有重大的應(yīng)用價(jià)值. 本研究重新劃分了國標(biāo)實(shí)施前(1986-2016年)的太湖流域入/出梅日期(以下簡稱“新標(biāo)準(zhǔn)”)，并與歷史梅雨特征量(以下簡稱“歷史”)比較，進(jìn)一步分析導(dǎo)致梅雨期超設(shè)計(jì)、超警戒洪水的環(huán)流異常成因，以期為太湖流域水文分析評(píng)價(jià)提供標(biāo)準(zhǔn)參考，為氣象水文預(yù)測(cè)預(yù)報(bào)、水旱災(zāi)害防御提供技術(shù)支撐.

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 測(cè)站選擇

本研究采用資料連續(xù)、分布均勻、穩(wěn)定監(jiān)測(cè)的81個(gè)水文測(cè)站(包括雨量站、水位站、潮位站、閘壩站)的年鑒雨量整編資料計(jì)算太湖流域日平均降水量. 太湖流域日平均降水量由7個(gè)水利分區(qū)(湖西區(qū)、武澄錫虞區(qū)、陽澄淀泖區(qū)、太湖區(qū)、浙西區(qū)、杭嘉湖區(qū)、浦東浦西區(qū))通過面積權(quán)重法計(jì)算所得. 各水利分區(qū)日平均降水量分別由分區(qū)代表站通過算術(shù)平均法計(jì)算所得，其中：湖西區(qū)17站、武澄錫虞區(qū)10站、陽澄淀泖區(qū)11站、太湖區(qū)8站、浙西區(qū)15站、杭嘉湖區(qū)11站、浦東浦西區(qū)9站，具體站點(diǎn)見圖1. 大氣環(huán)流資料為美國國家環(huán)境預(yù)報(bào)中心和國家大氣研究中心(NCEP/NCAR)逐日再分析資料集中的各層位勢(shì)高度場(chǎng)、水平風(fēng)場(chǎng)和水汽場(chǎng)，資料水平分辨率為2.5°×2.5°[8-9]. Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法是提取序列變化趨勢(shì)最為有效的工具，被廣泛應(yīng)用于氣候參數(shù)和水文序列變化趨勢(shì)的分析中，計(jì)算原理見參考文獻(xiàn)[10]；周期分析采用小波分析法，見參考文獻(xiàn)[11].

圖1 太湖流域梅雨監(jiān)測(cè)站點(diǎn)位置Fig.1 Spatial distribution of the Meiyu monitoring stations in Taihu Basin

1.2 梅雨劃分標(biāo)準(zhǔn)

國標(biāo)確定區(qū)域入/出梅日期、雨期主要是以區(qū)域內(nèi)各監(jiān)測(cè)站的降水條件、副高脊線、日平均溫度等為輔助條件[12]. 針對(duì)太湖流域的梅雨確定，本文在國標(biāo)統(tǒng)一指標(biāo)的基礎(chǔ)上，采用適用于流域的日降水量閾值確定雨日，并增加梅雨平均雨強(qiáng)指標(biāo)以適應(yīng)流域洪水預(yù)報(bào)分析的實(shí)際需要. 具體如下：

1)雨日：定義太湖流域出現(xiàn)小到中雨及以上降水過程、流域日平均降水量≥2.0 mm、1/3以上監(jiān)測(cè)站出現(xiàn)≥0.1 mm的降水為1個(gè)雨日.

2)雨期：從第1個(gè)雨日算起，往后1～10個(gè)雨日占相應(yīng)時(shí)段總?cè)諗?shù)的比例≥50%，則第1個(gè)雨日為入梅日期，7月20日之后不再有新的雨期開端日. 從雨期的最后1個(gè)雨日算起，往前2日、3日、……、10日的雨日數(shù)占相應(yīng)時(shí)段內(nèi)總?cè)諗?shù)的比例≥50%，則最后1個(gè)雨日為雨期結(jié)束日；當(dāng)雨期進(jìn)入8月后，以第1個(gè)非雨日的前1天為雨期結(jié)束日，最后1個(gè)雨期結(jié)束日的次日為出梅日. 雨期要求任何連續(xù)10 d的雨日比例≥40%、雨日數(shù)≥6 d且梅雨連續(xù)5 d及以上的非雨日等條件.

3)輔助條件：梅雨最早開始于5月下旬，日平均氣溫≥22℃. 梅雨期內(nèi)副高第1次北跳，脊線5 d滑動(dòng)位置位于19°N～26°N. 當(dāng)副高脊線5 d滑動(dòng)位置有1候超過28°N且沒有繼續(xù)出現(xiàn)雨日，而是高溫干熱天氣，則梅雨期結(jié)束.

4)空梅和二度梅：6-7月之間無法確定有效梅雨期定義為空梅. 進(jìn)入梅雨期之后，在第1個(gè)雨期結(jié)束后又出現(xiàn)持續(xù)性降水，且副高脊線5 d滑動(dòng)位置位于19°N～26°N，則進(jìn)入第2個(gè)雨期，定義為二度梅.

1.3 梅雨洪水指數(shù)

太湖是太湖流域防洪和水資源管理的調(diào)蓄中心，太湖水位是流域防汛抗旱調(diào)度的依據(jù)[13]. 當(dāng)太湖洪峰水位超過設(shè)計(jì)水位4.66 m(鎮(zhèn)江吳淞高程，下同)，定義為超設(shè)計(jì)洪水；當(dāng)太湖洪峰水位超過警戒水位3.80 m、但不超過設(shè)計(jì)水位4.66 m的洪水，定義為超警戒洪水. 梅雨期發(fā)生超設(shè)計(jì)或超警戒洪水，對(duì)太湖流域防汛形勢(shì)影響很大[14]. 梅雨期持續(xù)較強(qiáng)降水通常導(dǎo)致太湖水位呈穩(wěn)定上升趨勢(shì)，最高水位一般發(fā)生在梅雨期末. 根據(jù)歷年梅雨期防汛經(jīng)驗(yàn)，梅雨期起漲水位、梅雨量、雨強(qiáng)均對(duì)太湖最高水位影響很大. 其中，最大7 d 降水量占梅雨量的比例、梅雨期平均雨強(qiáng)是形成洪水的關(guān)鍵指標(biāo)，可分為兩種機(jī)制：一是最大7 d降水量占梅雨量比例較低，但梅雨期長度偏長，導(dǎo)致太湖水位緩慢抬升形成洪水，如1991、1996年；二是最大7 d降水量占梅雨量的比例很高(即梅雨期降水時(shí)間分布高度集中)，配合較大的平均雨強(qiáng)，導(dǎo)致太湖水位快速抬升形成洪水，如1995、2011年. 因此，采用梅雨期起漲水位、梅雨量、梅雨期平均雨強(qiáng)、最大7 d降水量占梅雨量比例構(gòu)建梅雨洪水指數(shù)，如下：

(1)

2 梅雨特征分析

2.1 新標(biāo)準(zhǔn)下的梅雨氣候特征

根據(jù)新標(biāo)準(zhǔn)確定的1986-2016年梅雨特征值序列(附表1)，給出梅雨氣候特征值，如表1所示. 新標(biāo)準(zhǔn)下多年平均入梅日期為6月17日，出梅日期為7月11日，梅雨期長度24 d，梅雨量為266.8 mm. 入梅異常偏早年份為1991年，異常偏晚為2005年，與陳麗娟等[15]的研究基本一致；出梅異常偏早為1988年，出梅異常偏晚為2009年，與羅小杰[16]、梁萍等[17]的研究基本一致. 1991年梅雨期最長，達(dá)到46 d. 1999年太湖流域梅雨量最大，為679.1 mm. 2000年梅雨期平均雨強(qiáng)(梅雨量除以梅雨期長度)最小，為5.5 mm/d. 梅雨期二度梅有3個(gè)年份，分別為1991、1999、2009年；空梅有2個(gè)年份，分別為1992、2013年，與項(xiàng)瑛等的研究一致[18].

表1 新標(biāo)準(zhǔn)下梅雨特征量的氣候特征

新標(biāo)準(zhǔn)下梅雨特征量之間的相關(guān)關(guān)系見表2. 入梅日期與出梅日期的相關(guān)系數(shù)為0.30，未通過0.01的顯著性檢驗(yàn)，說明太湖流域出梅是否提前或推遲，與入梅偏早或偏晚并沒有顯著對(duì)應(yīng)關(guān)系. 入梅日期與梅雨期長度、梅雨量之間的相關(guān)系數(shù)分別為-0.48、-0.54，均通過了0.01的顯著性水平檢驗(yàn)，說明入梅早的年份，梅雨期易偏長、梅雨量易偏多. 出梅日期與梅雨期長度、梅雨量之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.66、0.47，均通過了0.01的顯著性水平檢驗(yàn)，說明出梅早的年份，梅雨期易偏短、梅雨量易偏少. 梅雨量與梅雨期長度、平均雨強(qiáng)的相關(guān)系數(shù)分別為0.82、0.55，均通過了0.01的顯著性水平檢驗(yàn)，說明梅雨量越大，梅雨期越長、雨強(qiáng)越大.

表2 新標(biāo)準(zhǔn)下梅雨特征量的相關(guān)關(guān)系

2.2 與歷史梅雨的對(duì)比

圖2為太湖流域逐年梅雨統(tǒng)計(jì)量(入梅日期、出梅日期、梅雨期長度、梅雨量)歷史與新標(biāo)準(zhǔn)對(duì)比. 總體上，新標(biāo)準(zhǔn)劃分的梅雨量與歷史序列相關(guān)性很好，相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.90，其次是入梅日期(0.64)、梅雨期長度(0.62)，出梅日期相關(guān)性較差，相關(guān)系數(shù)為0.46. 具體而言，新標(biāo)準(zhǔn)平均入梅日期為6月17日，較歷史偏晚4 d，新標(biāo)準(zhǔn)與歷史入梅異常年的一致率(與各自的氣候態(tài)相比，同時(shí)為負(fù)距平或同時(shí)為正距平的年數(shù)占總年數(shù)的比例，下同)為79.3%；選取入梅較早(晚)的10個(gè)年份進(jìn)行比較，新標(biāo)準(zhǔn)確定的入梅較早(晚)的年份與歷史確定的入梅較早(晚)年份的相同比例為7/10(5/10). 新標(biāo)準(zhǔn)出梅日期為7月11日，較歷史偏晚3 d，異常年一致率為79.3%；選取出梅較早(晚)的10個(gè)年份進(jìn)行比較，新標(biāo)準(zhǔn)確定的出梅較早(晚)的年份與歷史確定的出梅較早(晚)年份的相同比例為7/10(5/10). 新標(biāo)準(zhǔn)梅雨期長度為24 d，較歷史偏少1 d，異常年一致率為71.0%，選取梅雨期偏短(長)的10個(gè)年份進(jìn)行比較，新標(biāo)準(zhǔn)確定的梅雨期偏短(長)的年份與歷史梅雨期偏短(長)年份的相同比例為6/10(5/10). 新標(biāo)準(zhǔn)梅雨量為266.8 mm，較歷史偏多19.2 mm，異常年一致率為83.9%，選取梅雨量偏少(多)的10個(gè)年份進(jìn)行比較，新標(biāo)準(zhǔn)確定的梅雨量偏少(多)的年份與歷史梅雨量偏少(多)年份的相同比例為6/10(8/10). 由此可見，新標(biāo)準(zhǔn)確定的梅雨統(tǒng)計(jì)量與歷史序列相比，梅雨量一致率較高，其次是入梅時(shí)間、出梅時(shí)間；從一致率分布來看，入梅偏早、出梅偏早、梅雨偏多年份一致率較高.

圖2 新標(biāo)準(zhǔn)與歷史入梅日期(a)、出梅日期(b)、梅雨期長度(c)和梅雨量(d)的對(duì)比Fig.2 Meiyu onset data(a), ending date(b), length(c) and rainfall(d) comparison between the new standard and historical data

進(jìn)一步對(duì)比圖2發(fā)現(xiàn)，2000年以后，新標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算的出梅日期、梅雨期長度、梅雨量與歷史差異較大；與歷史入梅日期相比，新標(biāo)準(zhǔn)有10個(gè)年份偏晚2～25 d；與歷史出梅日期相比，新標(biāo)準(zhǔn)有11個(gè)年份較歷史偏晚 2～26 d、12個(gè)年份較歷史偏早1～20 d. 由于1986、1987、1988、1989、1992、1996、2005、2007、2013年差異明顯(表3)，對(duì)這些年進(jìn)行具體分析. 新標(biāo)準(zhǔn)下流域歷史入梅日期偏早與副高脊線位置、雨帶不穩(wěn)定有關(guān)，導(dǎo)致部分時(shí)段未達(dá)到1/3 以上監(jiān)測(cè)站出現(xiàn)≥0.1 mm的降水要求，或者不滿足“沒有連續(xù)5 d及以上的非雨日”的要求. 以2013年為例，歷史梅雨期為6月7日-7月7日，從降水條件來看，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，未達(dá)到1/3以上監(jiān)測(cè)站出現(xiàn)≥0.1 mm的降水要求，6月23-27日共計(jì)5 d有明顯降雨，未達(dá)到“雨日數(shù)≥6 d”的要求，導(dǎo)致無法確定有效雨期，按新標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算應(yīng)為空梅. 歷史出梅日期偏早可能與流域各省市出梅標(biāo)準(zhǔn)未能考慮到流域總體降水仍滿足雨期要求有關(guān). 以1986年為例，歷史梅雨期為6月12日-7月6日，而流域7月7-23日持續(xù)出現(xiàn)強(qiáng)降水，仍然滿足雨期要求.

總體而言，雨日數(shù)和副高脊線北跳時(shí)間是影響入/出梅確定的兩個(gè)重要因素. 由于初夏流域降水強(qiáng)度較弱，未達(dá)到雨日數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)，新標(biāo)準(zhǔn)將2013年定為空梅，1987、1989和2005年歷史入梅日期向后調(diào)整更加合理. 另外，梅雨期作為副高北跳伴隨的副熱帶季風(fēng)降水階段，是大氣環(huán)流突變的重要表現(xiàn)形式. 因此，流域梅雨和副高北跳密切相關(guān)，1992年由于副高北跳偏晚，造成空梅；而1986、1996年，新標(biāo)準(zhǔn)下入梅日期發(fā)生在副高脊線北跳到19°N之后，更為合理. 此外，1988、2007年未達(dá)到雨日數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)，新標(biāo)準(zhǔn)將歷史出梅日期向前調(diào)整更加合理. 由此可見，新標(biāo)準(zhǔn)確定區(qū)域入/出梅日期、雨期的主要依據(jù)是區(qū)域降雨條件，客觀性較強(qiáng)，有利于太湖流域入/出梅日期的標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)范化. 這與梅雨期作為流域安全度汛關(guān)鍵時(shí)段聯(lián)系更加緊密，可為氣象水文預(yù)測(cè)預(yù)報(bào)、水利工程精細(xì)調(diào)度與科學(xué)決策提供更好的技術(shù)支撐.

對(duì)新標(biāo)準(zhǔn)下1986-2016年梅雨特征量變化規(guī)律和成因機(jī)制進(jìn)行分析，對(duì)1986-2016年入梅日期、出梅日期、梅雨期長度、梅雨量進(jìn)行Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)，出梅日期、梅雨期長度無明顯變化趨勢(shì)，入梅日期呈偏晚趨勢(shì)，梅雨量呈上升趨勢(shì)，但未通過0.1水平上的顯著性檢驗(yàn). 對(duì)梅雨特征量進(jìn)行小波分析，入梅日期呈現(xiàn)3～4 a、7～8 a準(zhǔn)周期振蕩，出梅日期呈現(xiàn)3～4 a、10 a準(zhǔn)周期振蕩. 太湖流域梅雨期長度、梅雨量年際變化顯著，1980s后期，梅雨期長度及梅雨量異常位相正負(fù)相間，以準(zhǔn)2 a周期振蕩為主. 此后的梅雨呈現(xiàn)準(zhǔn)7～8 a 振蕩，1990s中后期，梅雨量明顯偏多、梅雨期偏長；2000-2007年，梅雨期偏短、梅雨量偏少、梅雨強(qiáng)度偏弱；而從2008年開始，梅雨期長度、梅雨量呈現(xiàn)增加的趨勢(shì). 上述太湖流域梅雨的準(zhǔn)2 a和準(zhǔn)7～8 a周期振蕩與長江梅雨變化基本一致[5]. 與1986-1999年梅雨特征量相比，新標(biāo)準(zhǔn)計(jì)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. 太湖流域年代際變化可能與氣候變暖背景下梅雨的“非典型性”變化有關(guān)[19-20]. 2000年以來，北太平洋海溫年代際振蕩(PDO)處于負(fù)位相，且拉尼娜事件頻繁發(fā)生，熱帶西太平洋海溫增高，利于副高偏強(qiáng)、偏西、偏北，導(dǎo)致水汽輸送通道偏西、偏北，從而不利于太湖流域降水偏多[21].

3 梅雨洪水典型年異常成因分析

1986-2016年，梅雨期發(fā)生超設(shè)計(jì)洪水共有3個(gè)年份，分別為1991、1999、2016年，梅雨期較常年明顯偏長，幅度為10～22 d，梅雨量偏多59.6%～154.5%. 發(fā)生超警戒洪水共有6個(gè)年份，其中：1987、1996、2008、2015年梅雨期較常年偏長2～13 d，梅雨量偏多11.6%～73.1%；1995、2011年梅雨期分別偏短7、6 d，但梅雨量分別偏多22.8%、8.3%. 梅雨期太湖最高水位與梅雨量和梅雨期平均雨強(qiáng)的相關(guān)性均很好，相關(guān)系數(shù)分別為0.91和0.81，說明太湖高水位與梅雨量偏多、強(qiáng)度偏強(qiáng)密切相關(guān)(圖3).

分別構(gòu)建2個(gè)指數(shù)(梅雨量、梅雨期長度)、3個(gè)指數(shù)(梅雨量、梅雨期長度、梅雨期平均雨強(qiáng))、4個(gè)指數(shù)(梅雨量、梅雨期長度、梅雨期平均雨強(qiáng)、起漲水位)與實(shí)際超警戒幅度的關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為0.85、0.88、0.90(圖4a～c)；在4個(gè)指數(shù)的基礎(chǔ)上，梅雨洪水指數(shù)RFI增加了最大7 d降水量占梅雨量比例指數(shù)，與太湖水位超警幅度的相關(guān)性更高，相關(guān)系數(shù)為0.93(圖4d). 文中定義的RFI指標(biāo)包含了梅雨特征量和起漲水位等，是氣象與水文因子的綜合指標(biāo)，為氣象與水文學(xué)科的交叉融合提供了實(shí)例. 該指標(biāo)與《太湖洪水與水量調(diào)度方案》《太湖超標(biāo)準(zhǔn)洪水應(yīng)急處理預(yù)案》特征水位相匹配，可為流域防洪提供有力支撐. 同時(shí)，對(duì)指標(biāo)中不同因子的分析，也為不同梅雨特征量對(duì)太湖水位超警幅度的貢獻(xiàn)率分析提供了基礎(chǔ). 經(jīng)對(duì)比，RFI對(duì)1995、2011年集中強(qiáng)降水引起的超警戒洪水，2016年因入梅起漲水位異常偏高引起超設(shè)計(jì)洪水均未發(fā)生誤判，指示效果優(yōu)于其他洪水指數(shù)，有一定的應(yīng)用價(jià)值.

圖3 太湖最高水位與梅雨量(a)、梅雨期平均雨強(qiáng)(b)以及超警幅度的相關(guān)性(豎線表示太湖警戒水位3.80 m)Fig.3 Relationships between the highest water stage of Lake Taihu and Meiyu rainfall (a) and average rainfall intensity (b)

圖4 梅雨特征量組合因子與太湖實(shí)際超警幅度的相關(guān)性Fig.4 Relationships between characteristic variables for Meiyu and exceeding value of the alarm water stage of Lake Taihu

表4 超設(shè)計(jì)、超警戒洪水年太湖最高水位與梅雨洪水指數(shù)(RFI)的對(duì)比

對(duì)1986-2016年梅雨強(qiáng)度指數(shù)M、梅雨洪水指數(shù)RFI進(jìn)行Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)，均呈上升趨勢(shì)，但未通過0.1水平上的顯著性檢驗(yàn). 從年際變化來看，M、RFI與梅雨量變化基本一致. 與M相比，RFI還考慮到影響太湖洪水形成的兩個(gè)關(guān)鍵因子(梅雨期起漲水位、最大7 d降水量占梅雨量的比例)，對(duì)流域防洪更具指示意義，可為太湖流域防洪減災(zāi)提供更有力的支撐. 例如，1995、2011年等因集中強(qiáng)降雨和太湖水位快速抬升引起超警戒洪水，2016年因入梅起漲水位異常偏高、強(qiáng)降雨發(fā)生時(shí)段集中引起超設(shè)計(jì)洪水，RFI的指示意義較M更強(qiáng). 以RFI作為參考因子判斷太湖洪水的可能性有一定的指示意義. 當(dāng)RFI>0時(shí)，發(fā)生超警戒洪水的可能性較大，概率為90%，其中：當(dāng)RFI>1時(shí)，發(fā)生超設(shè)計(jì)洪水，概率達(dá)到100%. 1999年RFI最大，為2.57(表4).

梅雨期降水是不同緯度、高低空天氣系統(tǒng)有利配置的結(jié)果. 在有利的水汽條件下，氣流輻合與暴雨落區(qū)有直接聯(lián)系[24]. 影響太湖流域梅雨的主要天氣系統(tǒng)主要有：副熱帶高壓、阻塞高壓、低渦切變線以及與高空環(huán)流相對(duì)應(yīng)的地面準(zhǔn)靜止鋒[25]. 本研究選取高度場(chǎng)、風(fēng)場(chǎng)與水汽場(chǎng)等大氣變量，分析超設(shè)計(jì)、超警戒洪水典型年大氣環(huán)流形勢(shì)異常成因. 為進(jìn)一步理解造成太湖洪峰的典型梅雨年的環(huán)流背景，對(duì)上述9個(gè)洪水年環(huán)流形勢(shì)進(jìn)行合成分析. 500 hPa高度合成場(chǎng)(圖5a)在貝加爾湖以東、鄂霍次克海以西為阻塞高壓，高壓脊較深厚，有利于北方冷空氣頻繁南侵到太湖流域，5840 gpm等值線控制長江中下游較大的區(qū)域，太湖流域處于5840 gpm等值線西北邊緣. 來自西太平洋經(jīng)南海的偏南氣流、印度洋經(jīng)孟加拉灣的西南暖濕氣流匯合后(圖5b)，與北方弱冷空氣相結(jié)合，從副高西北側(cè)進(jìn)入太湖流域，為降水提供了有利條件(圖5c). 從500 hPa垂直速度合成場(chǎng)(圖5d)可見，太湖流域位于垂直上升運(yùn)動(dòng)大值區(qū)，進(jìn)一步計(jì)算發(fā)現(xiàn)垂直上升運(yùn)動(dòng)較常年同期偏強(qiáng)70%左右，垂直速度大值區(qū)與副高西北側(cè)暖濕氣流風(fēng)速正距平區(qū)基本吻合.

圖5 梅雨洪水典型年500 hPa位勢(shì)高度合成場(chǎng)及距平場(chǎng)(陰影)(a)；對(duì)流層整層(300～1000 hPa)水汽輸送通量合成場(chǎng)(b)；850 hPa風(fēng)場(chǎng)合成場(chǎng)及距平場(chǎng)(綠色箭頭表示風(fēng)速正距平大于1 m/s)(c)；500 hPa垂直速度合成場(chǎng)及距平場(chǎng)(陰影)(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 結(jié)論

依據(jù)《梅雨監(jiān)測(cè)指標(biāo)》國家標(biāo)準(zhǔn)，采用1986-2016年降水量等資料，重新劃分了太湖流域的歷年入/出梅日期、梅雨量，構(gòu)建了梅雨洪水指數(shù)RFI，并分析了導(dǎo)致梅雨期超設(shè)計(jì)、超警戒洪水的異常環(huán)流成因，結(jié)論如下：

1)新標(biāo)準(zhǔn)下多年平均入梅日期為6月17日，出梅日期為7月11日，梅雨期長度24 d，梅雨量為266.8 mm. 太湖流域入梅早的年份，梅雨期易偏長，梅雨量易偏多；出梅早的年份，梅雨期易偏短，梅雨量易偏少. 入梅異常偏早年份為1991年，異常偏晚為2005年；二度梅有3個(gè)年份，分別為1991、1999、2009年；空梅有2個(gè)年份，分別為1992、2013年. 上述結(jié)論為太湖流域入/出梅劃分提供了參考依據(jù)，并可為梅雨期氣象水文規(guī)律研究、水利工程調(diào)度模擬提供線索.

2)與歷史序列相比，新標(biāo)準(zhǔn)確定的梅雨量一致率較高，其次是入梅時(shí)間、出梅時(shí)間，入梅偏早、出梅偏早、梅雨偏多年份一致率較高. 雨日數(shù)和副高脊線北跳時(shí)間是影響入/出梅確定的兩個(gè)重要因素，新標(biāo)準(zhǔn)將1992、2013年定為空梅，1986、1987、1989、1996、2005年歷史入/出梅日期向后調(diào)整，1988、2007年出梅日期向前調(diào)整，修正后的太湖流域入/出梅日期突出了梅雨高溫高濕的氣候特征，客觀性較強(qiáng)，故更加合理.

3)梅雨期太湖最高水位與梅雨量、梅雨期平均雨強(qiáng)的相關(guān)性均較好，梅雨量越大，雨強(qiáng)越大，太湖水位越高. 梅雨期發(fā)生超設(shè)計(jì)洪水共有3個(gè)年份，超警戒洪水共有6個(gè)年份. 以梅雨洪水致指數(shù)RFI作為參考因子，考慮到影響太湖洪水形成的兩個(gè)關(guān)鍵因子(梅雨期起漲水位、最大7 d降水量占梅雨量的比例)，對(duì)入梅起漲水位異常偏高、因集中強(qiáng)降雨引起太湖洪水的指示意義較強(qiáng).

4)梅雨期降水與不同緯度、高低空天氣系統(tǒng)有利配置關(guān)系密切. 貝加爾湖以東、鄂霍次克海以西為阻塞高壓，利于北方冷空氣頻繁南侵到太湖流域，來自西太平洋經(jīng)南海的偏南氣流、印度洋經(jīng)孟加拉灣的西南氣流的西南暖濕氣流匯合后持續(xù)向北輸送，冷暖空氣在太湖流域匯合. 太湖流域垂直上升運(yùn)動(dòng)異常強(qiáng)烈，高值區(qū)域與副高西北側(cè)暖濕氣流風(fēng)速正距平區(qū)域基本吻合，觸發(fā)降雨層結(jié)不穩(wěn)定能量釋放，形成暴雨洪水.

5 附錄

附表Ⅰ見電子版(DOI: 10.18307/2021.0118).