第 6 卷 第 期 0 年 月 自 然 资 源 学 报 JOURNAL OF NATURAL RESOURCES Vol. 6 No. Nov 0 华北地区 95 009 年气温 降水变化特征 张一驰 吴 凯 于静洁 夏 军 ( 中国科学院 地理科学与资源研究所 陆地水循环及地表过程重点实验室 北京 000) 摘要: 基于华北五省( 市) 64 个基本气象站的 96 009 年逐年逐月气温 降水资料 利用泰 森权重计算了华北地区面平均降水及面平均气温 并建立了 7 个长序列气象站的气温 降水与 面平均值的 回 归 方 程 展 延 了 研 究 区 95 960 年 面 平 均 降 水 和 气 温 资 料 对 展 延 后 的 95 009 年序列数据 应用 Mann-Kendall 检验 Mann-Whitney 检验 9 a 滑动平均等方法进行 趋势分析 分析结果显示: 该区 59 a 间年气温上升了. 5 年气温序列存在显著上升趋势 年 气温序列在 99 年前后有一个突变点 年气温距平以 989 年为低温期与高温期的分界线 年 气温平均每 0 a 增长. % ; 年降水序列无显著趋势 亦无显著跳跃趋势 年降水距平大致以 976 年为多雨期与少雨期的分界线 年降水平均每 0 a 增长. % 研究成果为深入分析华 北地区气候变化规律 未来气候变化影响 以及水资源对气候变化的响应提供了基础 关 键 词: 华北地区; 气温; 降水; 序列展延 中图分类号: P4 ; P46 6 文献标志码: A 文章编号: 000 07( 0) 90 近 50 a 来 华北地区由于人口增长和工农业生产快速发展 水资源供需矛盾越来越尖 锐: 008 年我国人均水资源为 066 m 而华北地区仅为 8 m 其中 北京 天津更少 分 别为 0 m 和 56 m 华北地区水资源匮乏及相关的生态环境恶化早已引起人们的普遍关 注 天然降水是水资源的主要补给来源 因此 华北地区平均气温和降水的时空分布规律及 其对气候变化的响应研究一直成为该区水文水资源研究的热点 张庆云等学者利用华北地区不同的站点( 6 7 个不等) 统计年限截止 995 年前后的 月降水和月气温观测资料 用 EOF 分析方法及高桥浩一郎公式计算 分析了气温 降水 蒸 - 发的季节 年际和年代际变化 ; 韦志刚等利用 980 996 年间 9 个水文站的月流量资 4 个气象站的月降水 气温资料 用 EOF 分析方法及高桥浩一郎公式计算 分析了气候 料 4 变化和水资源的关系 ; 傅国斌等利用 958 998 年间 9 个站的月降水 日平均 日最高 日最低气温资料 应用 Kendall 检验 multi-gcms 模拟等方法分析了气温 降水的年际 年代 5 际和未来变化 ; 张利平等利用 5 个站的 886 000 年间年降水资料和 5 个站的历史旱 涝资料 应用 Mann-Kendall 检验 功率谱和小波变换等方法分析了降水周期变化特征 降水 6 突变和历史旱涝等级时间序列的尺度特征 ; 马柱国利用 5 个站的月降水和月气温资料 通过计算地表湿润指数分析了 95 005 年间干湿变化的年代际趋势特征及其与太平洋 7 年代际振荡指数( PDOI) 的关系 ; 褚健婷等利用海河流域国家气象局 0 个气象站 958 收稿日期: 00 09 5; 修订日期: 0 04 基金项目: 国家重点基础发展研究计划( 00CB48406) ; 国家科技支撑计划( 006BAC08B0408) ; 国家自然科学基 金( 409004) 第一作者简介: 张一驰( 978 ) 男 山西文水县人 助研 E-mail: zhangych@ lreis ac cn * 通信作者简介: 吴凯 ( 99 ) 男 江苏盐城市人 研究员 研究方向为水文水资源 E-mail: wukai99@ sina com
期 张一驰等: 华北地区 95 009 年气温 降水变化特征 9 007 年间的日降水资料以及水文部门 48 个雨量站 995 004 年间的资料 应用线性回 5 a 滑动平均 Mann-Kendall 检验 Kolmogorov-Smirnov 检验 Z 检验和 F 检验等方法 分 归 8 析了该流域降水的时空变化特征 显然 上述研究均是根据大量的实测资料 从不同的 层面详细分析了气温 降水等的季节 年际和年代际变化 为华北地区水资源变化及其调配 研究 全球变暖对区域水资源影响等研究提供了可靠的科学依据 可以看到 华北地区气候变化的相关研究工作已有很多 但研究范围和统计年限不尽相 同 更重要的 由于研究区内观测资料在 95 960 年间欠缺严重 以往研究或者采用从 95 年开始的观测资料 但这类站点数量仅 8 个; 或者仅采用 96 年以来的实测数据 显然 如果能在尽可能长的时段上充分利用最多的站点资料 对于该地区的气候变化研究具 有重要意义 基于此 本文将研究范围定为北京 天津 河北 山东 河南 5 个省 ( 市 ) 以 64 个基本站的观测数据为基础 提出一种简洁经济的序列展延方法 获得 95 009 年完整 的华北地区面降水 气温序列 并应用 Mann-Kendall 检验 Mann-Whitney 检验和滑动平均等 方法进行序列趋势分析 研究区概况 本文所指的华北地区包括北京 天津 河北 山东和河南等 5 个省 ( 市 ) 土地面积为 54. 0 0 4 km 占全国总量的 5. 6% ; 总人口为 8 706 0 4 人 占全国总量的. 6% ; GDP 8. % 的水资 为8 50. 9 0 元 占全国总量的 7. 4% 该区以占全国约 8. 4% 的耕地. 5% 的棉花和. 9% 的油料 为我国重要的粮棉油生 源 生产出了占全国 4. % 的粮食 产基地( 表 ) 表 Table 008 年华北地区社会经济概况 The socio-economic situation in North China in 008 地区 总人口 /0 4 人 GDP /0 8 元 水资源 /0 8 m 耕地面积 /0 4 hm 粮食产量 /0 4 t 棉花产量 /0 4 t 油料产量 /0 4 t 全国 80 00 670. 0 7 44. 7. 5 5 870. 9 749. 95. 8 北京 695 0 488. 0 4.. 5. 5 0.. 天津 76 6 54. 4 8. 44. 7 48. 9 8. 0. 5 河北 6 989 6 88. 6 6. 0 6. 5 905. 8 7. 7 5. 6 山东 9 47 07. 8. 7 750. 7 4 60. 5 04. 40. 6 河南 9 49 8 407. 8 7. 79. 60 5 65. 5 65. 505. 华北地区 8 706 8 50. 9 9. 5 4. 4 806. 5. 00. 注: 全国资料均未包括香港 澳门特别行政区和台湾省资料; 原始资料引自 中国统计年鉴 中国国土资源年鉴 和 中国水资源公报 ; 除了耕地面积为 007 年资料外 其余均为 008 年资料. 数据来源与研究方法 数据来源 华北地区的月气温 降水原始资料引自国家气象局气候中心 95 997 年 国家气象 信息中心 998 009 年资料 本文选取华北地区基本站 64 个 ( 用于趋势分析 ) 参照站 6 个( 用于邻近基本站资料的展延 ) 周边站 个 ( 与基本站一起构建泰森多边形 ) ( 图 ) 基本站的资料年限 49 59 a 不等 参照站的资料年限 4 5 a 不等; 周边站资料年限 4 59 a 不等( 表 )
9 自 图 Fig.. 然 资 源 学 6 卷 报 华北地区气象台站分布 The distribution of meteorological stations in North China 研究方法.. 应用泰森多边形计算全区平均气温和降水量 在地理信息系统软件 ArcGIS 9. 平台上 根据站点分布( 基本站和周边站 ) 构建泰森多 边形 确定各站点泰森权重 并以此权重计算全区平均水循环要素值.. Mann-Kendall 检验 单调趋势识别 n) 看作是一组按顺序抽得的样本 F i ( x) 为样本 x i 的分布函数 将序列 x i ( i = n) 为独立同分布 则在 Mann-Kendall 假设检验中 H0 F i ( x) = = F n ( x) 即 x i ( i = 随机样本; H F i ( x) F n ( x) 或 H F i ( x) F n ( x) 即序列存在趋势 在零假设下 当 n 0 时 统计量 n S = n sgn( x k i = k = i + x i ) 其中 sgn ( θ) = { 0 θ 0 θ = 0 θ 0 ( )
期 张一驰等: 华北地区 95 009 年气温 降水变化特征 表 Table 站点类型 9 气象台站观测资料情况 The information of the meteorological records used in this study 资料起始年份 资料年限 / a 站点数量 / 个 站点名称 北京 围场 承德 安阳 新乡 郑州 95 59 8 95 58 6 卢氏 许昌 南阳 固始 成山头 莱阳 95 57 商丘 石岛 954 56 955 55 石家庄 保定 日照 956 54 4 张北 丰宁 张家口 遵化 957 5 958 5 南宫 驻马店 沂源 959 5 威海 海阳 960 50 黄骅 96 49 孟津 长岛 青岛 995 5 陵县 福山 定陶 996 4 泊头 998 费县 006 4 垦利 95 59 7 锦州 大连 赤峰 太原 西安 老河口 武汉 95 58 4 朝阳 多伦 宿县 陨县 95 57 商州 阜阳 954 56 集宁 临汾 955 55 大同 956 54 五台山 957 5 阳城 榆社 赣榆 960 50 徐州 986 4 长治 开封 信阳 德州 惠民 烟台 济南 泰安 淄博 潍坊 兖州 莒县 临沂 基本站 ( 64 个) 参照站 ( 6 个) 周边站 ( 个) 天津 塘沽 蔚县 邢台 怀来 秦皇岛 沧州 西华 东营 泰山 菏泽 青龙 廊坊 唐山 乐亭 饶阳 三门峡 栾川 西峡 宝丰 龙口 朝阳 近似服从正态分布 该统计量的期望和方差分别为: n( n ) ( n + 5) E S = 0 Var S = 8 ( ) 将 S 标准化得到: S S 0 槡Var( S) Zc = ( ) 0 S = 0 S + S 0 Var( S) 槡 在双边检验中 当 Z α / Z c Z α / 时 接受零假定 H0 ; 否则 Z c Z α / 表明序列 有显著下降趋势 Z c Z α / 表明序列有显著上升趋势 α 是显著性水平 当 α = 0. 05 若其 检验值小于. 96 时 序列存在显著下降趋势 若其检验值大于. 96 时 序列存在显著上 9-0 升趋势; 否则 序列无显著趋势
94 自.. 然 资 源 学 6 卷 报 Mann-Whitney 检验 跳跃趋势识别 n) 存在变异点 在 Mann-Whitney 假设检验中 将该变异点前后的 设序列 x i ( i = 子序列看作两个样本 Y i ( i = m) 和 Z i ( i = k) 有 m + k = n 分布函数分别为 F ( x) 和 F ( x) 则 H0 F ( x) = F ( x) ; H F ( x) F ( x) 或 H F ( x) F ( x) 假设统计量构 造如下: 将样本 Y i 和 Z i 合并 并从小到大排序 初步确定所有数值的秩 对于连续相同的数 值 用他们秩的平均值代替各自的秩; 然后用 R i ( i = m) 记录 Y i 在整个合并样本中的 秩 得到 T = R i 由此可计算统计量: U = mk + m( m + ) T ( 4) 当 m k 都小于 0 时 可查表直接得到上下临界值 Z 和 Z 若 Z U Z 则接受零假 设 认为两者间无差异 当 m k 之一大于 0 时 U 近似服从正态分布 可计算 U 的期望和方差为: E( U) = mk Var( U) = mk( m + k + ) ( 5) 将 U 标准化得 Z u 在双边检验中 当 Z α / Z u Z α / 时 接受零假定 H0 α 为显著 性水平 当 α = 0. 05 若其检验值小于. 96 或大于. 96 时 序列存在显著跳跃趋势; 否 - 则 序列无显著跳跃趋势.. 4 滑动平均法 5 a 滑动平均处理 对比表明大 对华北地区气温 降水距平序列分别做 5 7 9 于 9 a 的滑动平均结果均具有较显著的转折性变化趋势 据此 本文以 9 a 滑动平均距平序 列进行转折性变化分析 华北地区面平均气温和降水计算与序列延展. 96 009 年间面平均气温 降水序列的计算 将全区所属的 64 个基本站气温 降水序列采用泰森权重进行加权平均 得到全区相应 要素的平均序列( 统计序列) 这里将本文计算的全区平均降水结果与由中国水资源公报 中北京 天津 河北 山东 河南的年降水资料按面积加权所得的全区平均降水结果 ( 简称 水资源公报结果 ) 进行比较 ( 表 ) 表明: 000 008 年间两个统计序列相对误差均 在. 8% 以内 其平均值的相对误差仅 0. 5% 可见 本文所采用的方法是可行的 其结果是 可用的 表 Table 华北地区平均年降水量计算结果的比较 The comparison of the average annual precipitation in North China 地区 000 年 00 年 00 年 00 年 004 年 005 年 006 年 007 年 008 年 平均 北京 48. 8 46. 4 4. 0 45. 0 59. 0 468. 0 448. 0 498. 8 6. 8 48. 8 天津 44. 4 465. 6 6. 586. 0 608. 7 57. 468. 540. 7 676. 56. 5 河北 480. 4. 8 90. 0 559. 5. 47. 5 45. 9 46. 5 557. 6 477. 山东 607. 600. 7 40. 96. 769. 7 80. 7 570. 77. 9 7. 7 688. 9 河南 995. 54. 707. 6 080. 5 797. 8 906. 0 74. 8 780. 7. 6 806. 水资源公报结果 674. 54. 497. 87. 68. 705. 7 558. 8 65. 4 660. 8 64. 5 本文结果 68. 58. 8 486. 840. 680. 4 698. 55. 678. 0 66. 0 644. 5 注: 北京 天津 河北 山东 河南数据引自中国水资源公报 水资源公报结果 系采用分省资料面积加权平均 本文 结果 系采用泰森权重计算
期. 张一驰等: 华北地区 95 009 年气温 降水变化特征 95 95 960 年间气温 降水序列的展延 将 96 009 年间华北地区气温 降水统计序列与北京 承德 郑州 信阳 济南 潍坊 兖州等 7 站相应要素的同步序列进行复相关分析 建立相应的多元回归方程; 再根据 7 个站 的 95 960 年间实测序列 由相应的多元回归方程估算全区的同步序列 ( 展延序列 ) 其 多元回归方程见表 4 由表 4 可知 气温 降水多元回归方程复相关系数分别为 0. 99 和 0. 955 显然 其展延序列具有较高的代表性 因此 将华北地区 95 960 年间的展延序 列与 96 009 年间的统计序列一起构成该区 95 009 年间的统计序列 ( 图 ) 用于 其气温 降水序列的趋势分析 表4 Table 4 华北地区年气温 年降水的复相关分析 The multiple correlation of annual temperature and precipitation in North China 项目 相关系数 回归方程 降水 0. 955 y = 99. 77 + 0. 76x 北 0. 06x 承 + 0. 6x 郑 + 0. 099x 信 + 0. 09x 济 + 0. 9x 潍 + 0. 5x 兖 气温 0. 99 y =. 4 + 0. 97x 北 + 0. 08x 承 + 0. 6x 郑 + 0. x 信 + 0. 08x 济 0. 00x 潍 + 0. 09x 兖 注: y 为华北地区的水循环要素 x 北 x 承 x 郑 x 信 x 济 x 潍 x 兖 分别为北京 承德 郑州 信阳 济南 潍坊 兖州的水循 环要素 图 Fig. 华北地区 95 009 年( a) 气温和( b) 降水的统计序列 The statistical sequences of temperature ( a) and precipitation ( b) from 95 to 009 in North China 4 华北地区 95 009 年气温 降水变化趋势 4. 气温的年内与年际变化 华北地区 95 009 年间多年平均气温为. 春 ( 5 月 ) 夏 ( 6 8 月 ) 秋
96 自 然 资 源 学 6 卷 报 ( 9 月) 和冬( 月) 四季气温分别为. 8 4. 8. 8 和. 5 ; 在此期间 年气温. 5 ; MannKendall 上升了 经 检验 年气温序列存在显著上升趋势 ( 表 5) ; 经 Mann-Whitney 检验 年与四季序列均存在显著跳跃趋势 其中年气温序列大致以 99 年前后为突变 968 99 年前后为突变 点 春季气温大致以 99 年前后为突变点 夏季气温大致以 957 点 秋 冬季气温大致以 986 年前后为突变点( 表 6 图 ) 9 a 滑动平均资料显示: 年气温距平大致以 989 年为低温期与高温期的分界线 ( 图 4) ; 年气温平均每 0 a 增长. % 年代际距平百分率由 950 年代的 5. % 增至 000 年代间 的 5. 9% ( 图 5) 北部地区( 代表站: 北京) 多年平均气温为. ( 为全区最低 ) ; 59 a 间 年气温上升了. 年气温距平大致以 984 年为低温期与高温期的分界线 年气温平均 每 0 a 增长. % ( 为全区最高) 年代际距平百分率由 950 年代的 7. 5% 增至 000 年代 间的 9. % 西部地 区 ( 代 表 站: 郑 州 ) 多 年 平 均 气 温 为 4. 4 ; 59 a 间 年 气 温 上 升 了. 9 年气温距平大致以 99 年为低温期与高温期的分界线 年气温平均每 0 a 增长. % 年代际距平百分率由 950 年代的. 9% 增至 000 年代间的 6. 6% 东部地区 ( 代 59 a 间年气温上升了. 7 年气温距 表站: 济南) 多年平均气温为 4. 5 ( 为全区最高) 平大致以 977 年为低温期与高温期的分界线 年气温平均每 0 a 增长. 4% ( 为全区最 低) 年代际距平百分率由 950 年代的 5. % 增至 000 年代间的. 6% ( 图 5) 表5 Table 5 华北地区气温 降水 Mann-Kendall 检验结果( 95 009 年) Mann-Kendall test of temperature and precipitation from 95 to 009 in North China 要素 项目 降水 检验值. 0 0. 6. 7 0. 89 0. 6 评价 无显著趋势 无显著趋势 无显著趋势 无显著趋势 无显著趋势 气温 年 春 夏 秋 冬 检验值 5. 6 5.. 54. 8 4. 46 评价 显著上升趋势 显著上升趋势 无显著趋势 显著上升趋势 显著上升趋势 表6 Table 6 华北地区气温 降水 Mann-Whitney 检验结果( 95 009 年) Mann-Whitney test of temperature and precipitation from 95 to 009 in North China 序列 时段 平均值 检验值 夏季降水 95 967 年 44 mm. 8 968 009 年 8 mm 95 99 年. 0 994 009 年. 0 95 99 年. 5 994 009 年. 8 95 957 年 4.. 8 958 968 年 5.. 50 969 99 年 4. 6. 08 994 009 年 5. 95 986 年. 7 987 009 年. 4 95 986 年. 0 987 009 年 0. 6 年气温 春季气温 夏季气温 秋季气温 冬季气温 5. 80 4. 85. 0 4. 868
期 张一驰等: 华北地区 95 009 年气温 降水变化特征 图 华北地区年气温序列跳跃趋势分析 Fig. Step trend analysis of temperature sequences in North China 图4 华北地区 9 a 滑动平均年气温距平的转折性变化 Fig. 4 97 The nine-year moving averaged temperature anomaly in North China 图5 Fig. 5 华北地区年气温年代际距平百分率 The percent of decadal temperature anomaly in North China 00 年我国平均气温可能上升. 5. 8 050 年上升.. 我国温度变化 4-5 在 IPCC 确定的 A 和 B 排放情景下 世 的线性趋势高于全球 略低于东亚地区 纪 0 年代华北地区温度将分别增加. 0 和. 若按本文计算的年代际增长率粗估 世纪 50 年代气温将升高. 5 4. 降水的年内与年际变化 华北地区 95 009 年间多年平均降水为 647. 9 mm( 近 59 a 间减少了 6. 8 mm) 春
98 自 然 资 源 学 报 6 卷 6. % 8. 4% 和 4. % ; 经 Mann-Kendall 检验 年 夏 秋 冬四季降水分别占全年的 6. % ( 5) ; MannWhitney 降水序列无显著趋势 表 经 检验 年与春 秋 冬季降水序列均无显著跳 跃趋势 但夏季降水序列存在显著跳跃趋势 大致以 967 年为突变点 ( 表 6 图 6) ; 9 a 滑动 平均资料显示: 年降水距平大致以 976 年为多雨期与少雨期的分界线 ( 图 7) ; 年降水平均 每 0 a 增长. % 年代际距平百分率由 950 年代的 5. 9% 减至 000 年代间的 0. 6% ( 图 8) 北部地区( 代表站: 北京) 多年平均降水为 589. mm( 近 59 a 间减少了 8. 9mm) ; 年降水距平大致以 96 年为多雨期与中雨期的分界线 995 年为多雨期与少雨期的分 界线 ; 年降水平均每 0 a 增长. 8% ( 为全区负增长最高 ) 年代际距平百分率由 950 年代的 7. 4% 减至 000 年代间的 6. 5% 西部地区 ( 代表站 : 郑州 ) 多年平均降水为 64. 5 mm( 近 59 a 间增加了. 9 mm) ; 年降水距平大致以 987 年为多雨期与少雨期 000 年为少雨期与多雨期的分界线 ; 年降水平均每 0 a 增长 0. 7% 年代际距 的分界线 平百分率由 950 年代的. % 增至 000 年代间的 6. 0% 东部地区 ( 代表站 : 济南 ) 多 年平均降水为 686. 8 mm( 为全区最高 近 59 a 间减少了 8. 8 mm) ; 年降水距平大致以 966 年为多雨期与少雨期的分界线 99 年为少雨期与多雨期的分界线 ; 年降水平均每 0 a 增长. 8% ( 为 全 区 增 长 率 最 高 ) 年 代 际 距 平 百 分 率 由 950 年 代 的 7. % 增 至 000 年代间的. 7% 图6 华北地区夏季降水序列跳跃趋势 Fig. 6 Step trend of summer precipitation sequences in North China 图7 华北地区 9 a 滑动平均年降水距平的转折性变化 Fig. 7 The nine-year moving averaged precipitation anomaly in North China
期 张一驰等: 华北地区 95 009 年气温 降水变化特征 图8 Fig. 8 99 华北地区年降水年代际距平百分率 The percent of decadal precipitation anomaly in North China 气候变化国家评估报告 指出 到 00 年和 050 年前后全国平均年降水量较基准年 将分别增加约. 5%. 5% 和 4. 0% 7. 5% 但华北地区在 040 年以前仍可能呈减少趋 5 势 而后增加 5 若按本文计算的年代际增长率粗估 世纪 50 年代降水将减少40 mm 结论 ( ) 通过华北地区 64 个基本气象站的年降水 气温资料 按泰森权重计算的全区逐年 年平均降水结果与由中国水资源公报中北京 天津 河北 山东 河南年降水量按面积加权算 得的全区平均降水结果进行比较显示: 000 008 年间年降水相对误差均在. 8% 以内 其 平均值的相对误差仅为 0. 5% 说明本文计算所得的面平均结果可以用于进行区域温湿变 化分析 本研究建立了全区气温 降水与北京 承德 郑州 信阳 济南 潍坊 兖州等 7 个长 序列站的多元回归方程 据此 可按 7 个长序列站的资料直接推求全区的统计序列 ( ) 华北地区 95 009 年间多年平均气温为. 春 夏 秋 冬四季气温分别为. 8 4. 8. 8 和. 5 ; 在此期间 年气温上升了. 5 年气温序列存在显著上升趋 势 大致以 99 年前后为突变点 年气温距平大致以 989 年为低温期与高温期的分界线 年气温平均每 0 a 增长. % 年代际距平百分率由 950 年代的 5. % 增至 000 年代间 世纪 50 年代气温将升高. 5 的 5. 9% 若按本文计算的年代际增长率粗估 ( ) 华北地区 95 009 年间多年平均降水为 647. 9 mm ( 近 59 a 间减少了 6. 8 mm) 春 夏 秋 冬四季降水分别占全年的 6. % 6. % 8. 4% 和 4. % ; 在此期间 年降 水序列无显著趋势 亦无显著跳跃趋势( 但夏季降水序列大致以 967 年前后为突变点 ) 年 降水距平大致以 976 年为多雨期与少雨期的分界线 年降水平均每 0 a 增长. % 年 代际距平百分率由 950 年代的 5. 9% 减至 000 年代间的 0. 6% 若按本文计算的年代际 世纪 50 年代降水将减少 40 mm 增长率粗估 参考文献( References) : 张庆云 880 年以来华北降水及水资源的变化 J 高原气象 999 8( 4) : 486-495 ZHANG Qing-yun The variations of the precipitation and water resources in North China since 880 Plateau Meteorology 999 8( 4) : 486-495 宋正山 杨辉 张庆云 华北地区水资源各分量的时空变化特征 J 高原气象 999 8( 4) : 55-566 SONG Zheng-shan YANG Hui ZHANG Qing-yun The characteristics of temporal and spatial variation of water resources components over North China Plateau Meteorology 999 8( 4) : 55-566
940 自 然 资 源 学 报 6 卷 马晓波 华北地区水资源的气候特征 J 高原气象 999 8( 4) : 50-54 MA Xiao-bo Climate characteristics of water resources in North China Plateau Meteorology 999 8( 4) : 50-54 4 韦志刚 董文杰 范丽军 80 年代以来华北地区气候和水量变化的分析研究 J 高原气象 999 8( 4) : 5554 WEI Zhi-gang DONG Wen-jie FAN Li-jun Analysis and research on relationship between the climatic and run-off variation since 980s in North China Plateau Meteorology 999 8( 4) : 55-54 5 Fu G B Stephen P C Yu J J et al Decadal climatic variability trends and future scenarios for the North China Plain J Journal of Climate 009 : - 6 张利平 夏军 胡志芳 华北地区降水多时间尺度演变特征 J 气候变 化 研 究进 展 008 4 ( ) : 40-44 ZHANG Li-ping XIA Jun HU Zhi-fang Precipitation change and drought-flood evolution in North China Advances in Climate Change 008 4( ) : 40-44 7 马柱国 华北干旱化趋势及转折性变化与太平洋年代际振荡的关系 J 科学通报 007 5 ( 0) : 99-06 MA Zhu-guo The relationship between drying trend favorable turn and Pacific Decadal Oscillation Chinese Sciences Bulletin 007 5( 0) : 99-06 8 褚健婷 夏军 许崇育 等 海河流域气象和水文降水资料对比分析及时空变异 J 地理学报 009 64 ( 9) : 08-09 CHU Jian-ting XIA Jun XU Chong-yu et al Comparison and spatial-temporal variability of daily precipitation data of weather stations and rain gauges in the Haihe River Basin Acta Geographica Sinica 009 64( 9) : 0809 9 Mann H B Nonparametric tests against trend J Econometrica 945 : 45-59 0 Hipel K W Mcleod AI Time Series Modelling of Water Resources and Environmental Systems M Amsterdam: Elsevier Science Pub Co 994 Wilcoxon F Individual comparisons by ranking methods J Biometrics Bulletin 945 : 80-8 Mann H B Whitney D R On a test of whether one of two random variables is stochastically larger than the other J Annals of Mathematical Statistics 947 8: 50-60 中华人民共和国水利部 中国水资源公报 M 000 008 The Ministry of Water Resources of the People s Republic of China China Water Resources Bulletin 000-008 4 秦大河 中国气候与环境演变 M 北京: 科学出版社 005 QIN Da-he Climate and Environment Changes in China Beijing: Science Press 005 5 张建云 王国庆 气候变化与中国水资源可持续利用 J 水利水运工程学报 009( 4) : 7- ZHANG Jianyun WANG Guo-qing Climate change and sustainable utilization of water resources in China Hydro-Science and Engineering 009( 4) : 7-
期 张一驰等: 华北地区 95 009 年气温 降水变化特征 94 Characteristics of Precipitation and Air Temperature Variation during 95-009 in North China ZHANG Yi-chi WU Kai YU Jing-jie XIA Jun ( Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research Key Lab of Water Cycle and Related Land Surface Processes CAS Beijing 000 China) Abstract: Annual and monthly observed temperature and precipitation data at 64 weather stations in five provinces of North China are used to estimate the areal temperature and precipitation using the Thiessen polygon method The regression equations between the observed temperature / precipitation at seven stations with long time-series records and areal magnitude from 96 to 009 were then built The areal temperature / precipitation time series was extended back to 95 through the seven stations with long time-series records With this extended dataset the temperature / precipitation trend for 95-009 was investigated with Mann-Kendall Mann-Whitney and the moving average method The results indicate that: ) the temperature increased by 5 during the past 59 years and showed a statistically significant increasing trend with the magnitude of about % per decade; the time series of annual temperature appeared step change around 99 and the temperature anomalies changed from negative periods to positive periods from 989 ) The annual precipitation did not present a statistically significant trend and showed a decline of % per decade; the precipitation anomaly showed that the year 976 is the turning point from wet to dry The result of this paper can be used as a reference for further analysis of climate change and its impacts as well as the responses of water resources to climate change in North China Key words: North China; temperature; precipitation; time series extension