近60年毛烏素沙地北緣氣候特征分析
——以烏審召鎮為例

鄭玉峰，趙海波，任余艷，張連霞，許晶，紅兒

（1.鄂爾多斯市氣象局，內蒙古 鄂爾多斯 017000；2.鄂爾多斯市林業和草原科學研究所，內蒙古鄂爾多斯 017000）

毛烏素沙區主要分布于鄂爾多斯高原和黃土高原之間的湖積沖積平原凹地上，兼具氣候上屬于半干旱氣候區、植被上處于草原向荒漠化草原的過渡帶和農業上位于農牧交錯帶的三重屬性[1]。該區生態環境脆弱，對全球氣候變化響應敏感[2-6]。1992 年聯合國科教文組織通過對全球環境分析，認定鄂爾多斯地區(毛烏素沙區)屬于全球九大環境敏感區[7]，是中國生態安全屏障建設的重點地區。20 世紀70年代后期，國家和地方政府開展了“三北”防護林工程，特別是進入21 世紀，鄂爾多斯市確立建設“綠色大市”的發展戰略，在全國率先推行“禁休輪牧”，實行“優化發展區、限制發展區、禁止發展區的“三區規劃”政策，有力地促進了沙漠地區自然修復，毛烏素沙區植被覆蓋度總體趨于好轉態勢[8]。因此，毛烏素沙地植被動態及其氣候變化等問題受到眾多學者高度關注[9-14]。

沙漠治理和植被修復可以在一定程度上影響局部氣候變化。本文選取毛烏素沙地腹地的烏審召鎮作為研究對象，利用1961-2020年氣象數據對近60 年的氣溫、降水、風及沙塵天氣變化規律進行分析，揭示地區性生態修復工程的實施對區域的影響，為今后合理制定防治荒漠化策略提供依據。

1 研究區概況與研究方法

1.1 研究區概況

烏審召鎮地處毛烏素沙地腹地，位于鄂爾多斯市烏審旗最北部，北與鄂托克旗和杭錦旗接壤，東依伊金霍洛旗，地勢北高南低，流動、半流動沙丘占總面積的70%以上，呈梁、灘、沙丘相間分布狀況。全鎮生態治理總規模已達到181萬畝，植被覆蓋度達74%，森林覆蓋率達33.29%。地表水與地下水資源豐富，湖泊、溫泉、自流井星羅棋布。烏審召鎮屬溫帶大陸性季風氣候，其特點是日照強烈，四季分明，降水主要集中在4-9 月。烏審召鎮氣象觀測站四周無高樓大廈，人煙稀少，不存在城市熱島效應及其他對生態環境破壞（人工治沙除外）行為，觀測數據與自然狀態最為符合，這也是本文選取烏審召鎮作為研究對象的主要原因。

圖1 烏審召鎮在毛烏素沙地中的地理位置

1.2 研究方法

1.2.1 數據來源

本文利用國家科技資源共享服務平臺提供的“中國地面氣候資料日值數據集”中烏審召鎮的氣象站1961-2020年的氣溫數據來研究毛烏素沙地的氣候變化特征。

1.2.2 增廣迪基-福勒ADF平穩性檢驗

經典的時間序列分析以數據平穩性假設為基礎，因此平穩性檢驗是經典的時間序列分析的重要前提[15]。平穩性檢驗一般分為參數檢驗和非參數檢驗兩種，前者包括t 檢驗、u 檢驗、χ2檢驗法等；后者以單位根檢驗為代表，包括迪基-福勒檢驗（Dicky-Fuller test，DF）檢驗和增廣迪基-福勒檢驗（Augmented Dicky-Fuller test，ADF）[16]。本文的數據平穩性ADF檢驗基于軟件Eviews10[17]完成。在軟件Eviews10中的檢驗結果基于Dicky等構造的兩種檢驗統計量，并根據Monte Carlo 實驗方法給出了臨界值。若變量的檢驗值小于臨界值，則拒絕零假設，反之則接受零假設。ADF 檢驗相對于DF檢驗的改進在于增加了滯后項。

1.2.3 氣象數據突變性變化的檢驗方法

曼-肯德爾（Mann-Kendall）非參數統計檢驗法是由國際氣象組織（WMO）推薦的應用于環境數據時間序列趨勢分析的方法，也是檢驗水文數據時間序列單調趨勢的有效工具。Mann-Kendall趨勢檢驗的統計量為：

式中：

Mann-Kendall 檢驗同時可以給出序列x(x1,x2,…,xn)的單調傾斜度指標β，其計算方法如下：

若β＞0，則表示趨勢上升，變量隨時間增大；β＜0，則表示趨勢下降，變量隨時間下降[19]。

同樣，Mann-Kendall 檢驗也可進一步用于序列突變檢驗。氣候突變是普遍存在于氣候系統的一個重要現象，氣候突變的普遍定義為：氣候從一種穩定態（或穩定持續的變化趨勢）跳躍式地轉變到另一種穩定態（或穩定持續的變化趨勢）的現象，它表現為氣候在時空上從一個統計特性到另一個統計特性的急劇變化[20]。

Mann-Kendall(M-K)非參數檢驗法以時間序列平穩為前提，不需要樣本遵從一定的分布，也不受少數異常值的干擾[21]以及正態分布特征的限制[22]，從而可以檢測出某一要素長期變化趨勢和突變情況。

其基本原理[19]為：設氣候序列為x(x1,x2,…,xn)，構造一秩序列如下：

在原序列的隨機獨立等假定下，Sk的均值、方差分別為：

將Sk標準化[21]，有：

UFK為標準正態分布，是按照時間序列x1,x2,…,xn計算出的統計量序列，其概率可以通過計算或查表獲得，給定顯著性水平α=0.05，置信區間U0.05=±1.96。若|UF1|＞Uα，則表明序列存在明顯的變化趨勢。

按時間序列x的逆序xn,xn-1,…,x1，再重復上述過程，便得到UBk= -UFK(k=n,n-1,…,1)，UB1= 0。

繪制出UBk和UFK兩條曲線，通過綜合分析統計序列UBk和UFK，可以進一步分析序列x的變化趨勢，而且可以明確突變的時間，指出突變區域。若UBk或UFK值大于0，表明序列呈上升趨勢，小于0則表明呈下降趨勢，當超過置信水平時，表明上升（下降）趨勢顯著。若兩條曲線出現交點，則交點對應的是時刻便可能是發生突變的時間，當交點位置位于置信區間之內，那么交點對應的時刻即是突變發生時間。

1.2.4 氣候長期的演變趨勢及持續性變化分析

累計距平是一種常用的、由曲線直觀判斷變化趨勢的方法[23]。對于序列x，其某一時刻t的累積距平表示為：

將n個時刻的累計距平值全部算出，即可繪出累積距平曲線進行趨勢分析。累積距平曲線比較直觀，可以從曲線明顯的上下起伏來判斷其長期顯著的演變趨勢及持續性變化，甚至還可以診斷出發生突變的大致時間[24]。

2 結果與分析

2.1 近60年毛烏素沙地多年平均氣溫的變化特征

1961-2020年烏審召鎮年平均氣溫變化在5.4～8.2 ℃之間，60年的年均氣溫為6.8 ℃，20世紀90年代之前，年代平均氣溫低于年均氣溫值0.4～0.5 ℃，之后較年均氣溫值偏高0.2～0.4 ℃。通過線性回歸、曼—肯德爾趨勢檢驗對平均氣溫變化分析表明（圖2），氣溫傾向率0.187 ℃/10 a，氣溫單調傾斜度指標β=0.0195＞0，相當于0.2 ℃/10 a 左右的增溫，與線性回歸結果較為一致，即年平均氣溫在波動中呈緩慢上升趨勢，略低于全國平均增暖速率0.22 ℃/10 a 的變化趨勢[25]，且相較全國近百年的氣溫變暖趨勢0.2～0.8 ℃/100 a的變化速率要高許多，但與近50年0.6～1.1 ℃/50 a的變化趨勢則相差無幾[26]。累積距平氣溫曲線呈現“凹”型（圖2），波動性較小。氣溫突變點在1986-1996年之間，與20 世紀80 年代全球氣候變暖的結論較為接近[27]。由距平分布來看（圖2），在1988 年之前，氣溫距平值以負值為主，在1988年之后，氣溫距平值以正值為主。

圖2 烏審召鎮1961-2020年氣溫變化與趨勢性分析

用Mann-Kendall 法對烏審召鎮1961-2020年平均氣溫進行突變檢驗分析，由圖3 可以看出，UFk曲線在1970年前總體呈現波動下降的趨勢，之后呈現波動上升趨勢。UFk曲線在置信區間內與UBk曲線有一個交點（1988-1992年間）。結合上述累積距平（見圖2）的分析結果，在1988-1992年間烏審召鎮平均氣溫發生了由低溫向高溫的突變，氣溫突變發生在1990年左右。

圖3 烏審召鎮1961-2020年平均氣溫的曼—肯德爾突變檢驗

2.2 多年平均降水量的變化

在年降水量方面，時間序列為1961-2020年，其年均降水量為339.4 mm，最高1961年為714.9 mm，最低1962年為19.5 mm。烏審召鎮年降水量呈現弱增加趨勢（圖4）統計分析表明，降水傾向率為3.151 mm/10 a，降水單調傾斜度指標β=0.807＞0，相當于8 mm/10 a左右的降水量增加。累積距平曲線波動性大，說明烏審召鎮降水量年代際變化并不穩定，20 世紀60-80年代和2011-2020年間降水量比較多；20世紀70 年代至2011 年之間降水起伏變化不大，比較穩定。

圖4 烏審召鎮1961-2020年平均降水量變化與趨勢分析

年降水量的突變性檢驗結果顯示（圖5），UFk線波動上升，但這種上升趨勢未能越過置信水平，UFk曲線在置信區間內與UBk曲線有6個交點（1961-1970 年，2000-2010 年），說明烏審召鎮年均降水量未發生明顯的突變。但結合累積距平（見圖4）分析，1961-2020年烏審召鎮年均降水量經歷了明顯的升降變化過程，1961-1980 年間降水量在波動中緩慢上升，1981-2011 年降水量減少明顯，2011 年下降到最低值后陡增，由此推斷1981 年和2011 年可能是降水發生突變的年份。綜合兩種方法的分析結果，判斷烏審召鎮年均降水量在1980-1981 年間發生了由多到少的突變，在2011 年左右發生了由少到多的突變。

圖5 烏審召鎮1961-2020年平均降水量的突變性檢驗

2.3 大風、沙塵暴等災害性天氣日數變化

1961-2020 年烏審召鎮大風、沙塵暴天氣日數均值分別為23.7天、8.6天，通過對大風和沙塵暴日數的統計（圖6）分析可知，大風日數傾向率-0.761 d/10 a；沙塵暴日數傾向率-3.249 d/10 a。大風日數單調傾斜度指標β=-0.069＜0，相當于0.6 d/10 a左右的減少；沙塵暴日數單調傾斜度指標β=-0.287＜0，相當于2.9 d/10 a左右的減少。二者均與線性回歸結果較為一致，即大風和沙塵暴天氣發生的天數在波動中呈緩慢下降趨勢。

從累積距平曲線來看，累積距平大風日數曲線波動性大（圖6a），說明烏審召鎮出現大風天氣的日數年代際變化并不穩定，從年代上看，20 世紀60-80 年代大風天氣日數呈現下降趨勢，1982 年以來，大風天氣呈現出劇烈增長—較平穩波動—波動下降的過程?？梢钥闯鲈?010 年之后，大風天氣減少明顯，從而預測后幾年均以減少趨勢為主。累積距平沙塵暴日數曲線（圖6b）呈“凸”型（凸向正值），波動較小，說明烏審召鎮的沙塵暴天氣日數經歷了上升—下降的過程，其突變點在1990 年左右，在1990 年之前，沙塵暴頻發；在1990 年之后，沙塵暴日數由20世紀后期的波動下降到21世紀初期的急劇下降，可以看出后期沙塵暴日數以降低為主，從而能預測后幾年以減少為主。

圖6 烏審召鎮1961-2020年大風（a）和沙塵暴（b）日數變化與趨勢分析

1961-2020年烏審召鎮沙塵暴日數呈顯著減少趨勢，從20世紀60年代的平均每年10天，減少至近10 年平均每年1 天，其中最嚴重的1972年出現過26天沙塵暴，2002年之后年沙塵暴日數均在5天以下，尤其是2014年之后再沒有出現沙塵暴天氣。大風天氣從20世紀60-80年代呈增加趨勢，之后顯著減少，20世紀80年代最多，平均每年33 天，近10 年最少，每年16天。從表1可以看出，20世紀90年代開始，沙塵暴和大風日數均明顯減少，這與“50年代風吹草低見牛羊，60 年代濫墾亂牧鬧開荒，70 年代沙逼人退無處藏，80 年代人沙對峙互不讓，90 年代人進沙退變了樣”的說法是完全一致的。

表1 烏審召鎮1961-2020年沙塵暴、大風日數年際變化 單位：天

3 結論

對毛烏素沙地北緣的烏審召鎮近60 年氣溫、降水、大風和沙塵暴變化規律進行分析，得出如下結論：

（1）1961-2020 年年平均氣溫變化在5.4～8.2 ℃之間，近60 年的年平均氣溫為6.8 ℃，年平均氣溫在波動中呈緩慢上升趨勢，增溫率0.2 ℃/10 a 左右，略低于全國平均增暖速率0.22 ℃/10 a 的變化趨勢。期間經歷了下降—上升的過程，在1988-1992 年間發生了由低溫向高溫的突變，氣溫突變發生在1990年左右。

（2）1961-2020年年均降水量為339.4 mm，介于19.5 ～714.9 mm 之間。1961-1980 年在波動中緩慢增加，1981-2011年減少明顯，降水量在1980-1981 年間發生了由多到少的突變，在2011年左右發生了由少到多的突變。

（3）1961-2020年大風日數每10年減少7.6天，沙塵暴日數每10 年減少3.2 天。20 世紀60-80 年代大風天氣日數呈現下降趨勢，1982年以來，大風天氣呈現出劇烈增長—較平穩波動—波動下降的過程；在2010 年之后，大風天氣減少明顯。沙塵暴天氣日數經歷了上升—下降的過程，其突變點在1990年左右，1990年之前沙塵暴頻發，1990 年之后沙塵暴日數由20世紀后期的波動下降到21世紀初期的急劇下降。