陆丰市蕉坑(二)水文站蒸发动态变化趋势分析

刘腊梅

(广东省水文局汕尾水文测报中心，广东 汕尾 516600)

1 研究区域概况

陆丰市地处北回归线以南，属南亚热带季风气候区，海洋性气候明显，光、热、水资源丰富。其主要气候特点是：气候温暖，雨量充沛，雨热同季，光照充足；冬不寒冷，夏不酷热，夏长冬短，春早秋迟；秋冬春旱，常有发生，夏涝风灾，危害较重。境内雨量充沛，最大年雨量可达3 728 mm。雨热同季是陆丰市气候特点之一，雨季始于3月下旬到4月上旬，终于10月中旬；每年4—9月的汛期，既是一年之中热量最多的季节，又是降雨量最集中的季节，占全年总降雨量85%左右。全市光照充足，多年年平均日照时数为1 900～2 100 h，日照百分率为44%～48%。

蕉坑水文站于1955年4月由广东省水利电力厅在广东省陆丰县(现陆丰市)河东镇蕉坑村设立，位于螺河中下游，属于国家重要水文站，1980年，因站网改造，蕉坑站基本水尺断面迁往上游410 m处，并改名为蕉坑(二)水文站，其集水面积为1 104 km2，测验水位、流量、水质、降水量、蒸发量等水文要素，为螺河干流控制站，1967年2月8日开始观测蒸发量。

蕉坑(二)水文站院内设陆上水面蒸发场，进行蒸发观测。1970—1980年蒸发观测仪器为80 cm口径套盆蒸发器；1981年为E-601型蒸发器，配套精度为0.1 mm的专用雨量计；1982—2005年为改进后的E-601型蒸发器，配套精度为0.1 mm的专用雨量计；2006—2020年为E-601B型蒸发器，配套精度为0.1 mm的专用雨量计。

2 资料收集及审查

为保证数据真实性和分析结果的准确性，本文根据蕉坑(二)水文站1970—2020年实测蒸发资料，分析蒸发量的年内、年际变化及动态变化趋势。

蕉坑(二)水文站为省水文局参编站，蒸发数据经过整编审查并刊印，时间序列连续，满足可靠性；样本容量大于《水利水电工程水文计算规范》(SL 278—2002)[1]中规定的30 a，满足代表性。

气候环境变化、人类活动导致的下垫面情况变化等均会影响蒸发量变化，降雨量是气候影响中的主要因子，为检验资料的一致性，对年蒸发量与年降雨量进行相关性分析，绘制年降水量与年蒸发量时序累积值相关曲线(见图1)，由图1可以看出，年蒸发量与年降水量相关性较好，曲线近似为一条直线，未发生明显偏移，说明已基本掌握蒸发量变化规律[2]，资料满足一致性。

图1 年降水量与年蒸发量时序累积值相关曲线示意

3 研究方法及动态变化趋势分析

3.1 研究方法

蒸发量受风速、日照、湿度等影响，随着时间而发生动态变化，这种变化一定存在某种趋势，目前进

行趋势变化分析的方法有多种，本文选择用于检验水文时间序列变化趋势较广泛直观的滑动平均法和spearman秩相关系数法，来分析陆丰市蒸发数据资料的趋势性，用曼-肯德尔检验法检验数据有无突变及突变时间点。

3.1.1spearman秩相关系数法

Spearman秩相关系数法是一种无参数(与分布无关)检验方法，用于度量变量之间联系的强弱。该方法是通过分析计算水文序列xi与其时序i的相关性来检验水文序列是否具有增大或减小的趋势性。计算时，将水文序列xi用其秩次Ri(即把序列xi从大到小排列后，xi所在位置的名次)代表，秩相关系数r计算公式为：

(1)

式中n为序列长度;di=Ri-i。

如果秩次Ri与时序i相近，则di较小，秩次相关系数r较大，趋势性显著。

采用t检验法检验水文序列的趋势性显著与否，统计量T计算公式为：

(2)

统计量T服从自由度为n-2的t分布，先假设原水文时间序列无变化趋势，根据水文序列的秩相关系数计算出统计量T，后选择显著水平α，在t分布表中查出临界值tα/2，当|T|>tα/2时，则拒绝原假设，说明原水文序列有显著变化趋势，否则，接受原假设，该水文序列趋势不显著。|T|越大，则在一定程度上说明序列的趋势性变化越显著。

3.1.2曼-肯德尔检验法

曼-肯德尔法，又称Mann-Kenddall 检验法，是一种气候诊断与预测技术，应用Mann-Kendall检验法可以判断气候序列中是否存在气候突变，如果存在，可确定出突变发生的时间。这一方法的优点在于不仅计算简便，而且可以明确突变开始的时间，并指出突变区域，是一种常用的突变检测方法。方法概述：

对于有n个样本量的时间序列数据(x1,x2…,xn)，定义一个统计量ck：

(3)

其中 当xi>xj(1≤j≤i)时，mi=1，否则为0。可见ck是第i时刻数值大于j时刻数值个数的累计数。在x1,x2,…xn相互独立且有相同连续分布时，计算下式：

E(ck)=k(k-1)/4

(4)

σ(ck)=k(k-1)(2k+5)/72

(5)

(6)

式中E(ck)、σ(ck)为ck的均值和方差，UFk为ck的标准化；按逆序列数据(xn,xn-1…,x1)重复上面过程，使UBk=-UFk,k=n,n-1,…,UB1=0。

分析绘出的UFk和UBk曲线图，若UFk或UBk的值大于0，则表明序列呈上升趋势，小于0则表明呈下降趋势[3]。给定显著性水平，当其超过临界值线时，表明上升或下降趋势显著，超过临界线的范围确定为出现突变的时间区域。如果UF和UB两条曲线在临界线之间内出现交点，那么交点对应的时刻便是突变开始的时间。

3.2 蒸发动态变化趋势及规律分析

3.2.1年内变化

通过数理统计方法分析蒸发量的年内变化，由表1可以看出，蒸发量年内月均值7月份最大，占10.8%；最小为2月份，占5.8%。

表1 陆丰市多年平均蒸发年内分布

由图2可见，第3季度蒸发量最大，第1季度蒸发量最小，均呈现波动下降趋势。

图2 季度蒸发量变化曲线示意

3.2.2年际变化

分析蒸发数据序列，陆丰市多年平均蒸发量为1 129.7 mm,年际变化悬殊。1997年年蒸发量最小，为836.9 mm，1977年年蒸发量最大，为1 574.4 mm，绝对变率为1.88倍。月最小蒸发量为29.1 mm，出现于1998年2月，月最大蒸发量为191.8 mm，出现于1979年7月，绝对变率为6.59倍。最小日蒸发量为0.0 mm，最大日蒸发量为12.2 mm，出现于1981年10月22日。

对1970—2020年蒸发量数据进行距平分析，由表2(各年代年蒸发量距平统计)可得出：20世纪70年代和80年代年蒸发量距平值为正，说明该段时期年蒸发量偏多，其中70年代年蒸发量增加明显，距平百分比超过20%；20世纪90年代及进入21世纪后距平值为负，说明年蒸发量开始下降。从总体看，蒸发量在不同时期差异较大，整体呈现下降趋势。

表2 各年代年蒸发量距平统计

滑动平均法可以过滤序列中较多随机起伏，显示出整体变化趋势，能够直观的看出水文时间数据序列的变化趋势，利用蕉坑水文站1970—2020年共51 a蒸发量资料绘制5 a滑动平均曲线(见图3)，可以得出，年蒸发量变化具有波动性，年际分布不均，年蒸发数据序列呈现下降趋势；从滑动平均计算分析，1976—1980年平均年蒸发量最大，为1 396.2 mm；1995—1999年平均年蒸发量最小，为945.0 mm。

图3 年蒸发量序列5 a滑动平均曲线示意

将年蒸发及季度蒸发序列由大到小排列，统计系统值xi的秩次Ri，即xi在排列后的序列中所对应的序列号，由式(1)计算得序列秩相关系数r，由式(2)计算得T，选取显著水平α=0.05，在t分布表中查出临界值tα/2=1.64,计算结果见表3，则该数据序列有明显变化趋势。结合图1、图2，蒸发数据序列呈现明显下降趋势。

表3 蒸发量spearman秩相关系数法趋势检验

3.2.3突变分析

对年蒸发量、各季度蒸发量进行突变分析，用曼-肯德尔法分析蒸发数据系列，绘制出逐年和4个季度蒸发量的UFk和UBk曲线[4](置信度取α=0.05)，见图4～8。

图4 逐年蒸发量M-K统计曲线示意

图5 第1季度蒸发量M-K统计曲线示意

图6 第2季度蒸发量M-K统计曲线示意

图7 第3季度蒸发量M-K统计曲线示意

图8 第4季度蒸发量M-K统计曲线示意

分析可知，陆丰市年蒸发量有明显的下降趋势，20世纪80年代后期这种下降趋势大大超过0.05临界线(U0.05=1.96)，甚至超过0.001显著性水平(U0.001=2.56)，表明陆丰市年蒸发量的下降趋势是十分显著的，且接近99.9%的置信水平。根据UF和UB曲线交点的位置，确定陆丰市年蒸发量的下降是一突变现象，具体是从1984年开始的。

前3个季度蒸发量变化趋势与年蒸发量变化趋势基本一致，突变都发生在1984年左右；第4季度蒸发量变化趋势基本一致，但突变时间在90年代，有些滞后，且在2010—2013年间有一段明显上升趋势时期。

4 合理性分析

蒸发与降雨关系密切，对蕉坑(二)水文站1970—2020年降雨量资料进行分析并绘制年降雨—蒸发变化图(见图9)、多年月平均降雨—蒸发过程图(见图10)。蕉坑(二)站降雨量年际变化大，多年平均年降雨量为2 147.4 mm，距平百分比在-45.7%～40.2%之间，降雨量波动明显。降雨蒸发过程符合水文特性，降雨量与蒸发量存在一定反相关趋势。

图9 年降雨—蒸发变化示意

图10 多年月平均降雨—蒸发过程示意

总结国内外大量关于蒸发趋势研究的文献可得：

① 在全球气候变暖的背景下，20世纪60年代以来，全国各流域年平均水面蒸发量都具有减少的趋势，这种现象在气候变化和水循环流域被称为“蒸发悖论”[5-10]；

② 广东省总蒸发量呈现下降趋势，在20世纪80年代发生突变[11]；

③ 太阳辐射是影响实际蒸发量变化最显著的因子，粤东沿海地区的太阳辐射的减少和风速的总体下降导致蒸发量的下降[12-13]。

综上，陆丰市蕉坑(二)水文站蒸发量的下降是对大范围气候变化的同步响应，与众多研究成果基本一致，本文的结论是合理可靠的。但由于蕉坑(二)水文站没有进行其他气象要素观测，无法获得该站的相关长序列资料(气温、湿度、日照、风速等)，不能分析其对蒸发量的影响，因此，在研究蒸发量变化时，还应参考其它相关研究，才能得出更加全面的结论。

5 结论

通过spearman秩相关系数法、滑动平均法、曼-肯德尔法分析研究陆丰市蕉坑(二)水文站1970—2020年实测蒸发数据，掌握蒸发量的年内分布情况及年际动态变化规律，结论如下：

1) 陆丰市多年平均蒸发量为1 129.7 mm，年内分配不均，7月份蒸发量最大，7—10月蒸发量占全年蒸发量的41.2%。年际变化大，年蒸发量与多年平均蒸发量变化幅度在-26.9%～39.4%之间，年蒸发量呈现下降趋势，在1984年之前下降趋势显著性逐年变缓，之后下降趋势显著性越来越强。

2) 分季度来看，前3季度蒸发量与年蒸发量变化趋势一致，突变发生于1984年前后，第4季度稍有不同，突变发生于1993年，且有一小段上升期。

3) 蕉坑站降水量年际变化大，波动明显。

4) 本文对陆丰市蕉坑(二)水文站蒸发量变化趋势的分析研究，样本真实可靠，数据序列长，分析结果可为当地进行水资源评价、水量平衡计算、洪水预报、水资源利用等方面提供技术支撑，更好的服务地方国民经济各部门。

5) 因缺少本地区长系列气温、湿度、日照等资料，无法分析其对蒸发的具体影响指数，得出蒸发量减少的根本原因。

6 建议

今后的研究方向将会从站到面进行转换，不单单是某一个水文站，而是着眼于整个区域，为更全面深刻的研究区域蒸发量变化规律及影响因素，建议: ① 应增加蒸发站站点，合理分布，提高蒸发量的区域代表性；② 应增加观测气候要素(气温、湿度、日照、风速等)，收集相关长序列资料，为蒸发量变化的分析提供数据支撑。