贛江流域是我國糧食主要產區(qū)之一,也是干旱災害頻發(fā)的區(qū)域�；诹饔騼�39個站點1960～2018年的逐月降水和氣溫資料,計算逐月標準化降水蒸散發(fā)指數,通過游程理論提取干旱歷時和烈度,分析其逐年變化趨勢,對干旱歷時進行邊緣分布擬合前預處理,利用Copula函數計算‘或’和‘且’兩種情境下不同等級干旱的重現(xiàn)期,分析干旱歷時與烈度的時空特征。研究結果表明,贛江流域干旱歷時和烈度兩變量均呈減少趨勢,跨季節(jié)干旱為主要類型;干旱歷時的最優(yōu)邊緣分布函數中威布爾分布居多,Frank-Copula函數能很好地描述大部分站點的聯(lián)合分布狀況;重旱及以上兩種重現(xiàn)期均小于7年,表明干旱嚴重且多發(fā)。 

【文章來源】：水電能源科學. 2020,38(08)北大核心

【文章頁數】：5 頁

【部分圖文】：

游程理論示意圖

為了選出干旱歷時D和干旱烈度S的最合適邊緣分布函數，選用最常用的5種概率分布（對數正態(tài)分布（logn）、指數分布（exp）、伽瑪分布（gam）、廣義極值分布（gev）、威布爾分布（wbl））分別擬合干旱歷時和烈度。使用最大似然法進行參數估計，并通過K-S檢驗其擬合效果；干旱歷時和烈度的相關性通過Pearson、Kendall、Spearman進行度量，結果見圖2。由圖2可知，干旱歷時的經驗分布延軸有條帶，這是由于計算的SPEI是逐月的，因此在使用游程理論進行干旱事件的識別過程中，導致截取的干旱歷時是整數個月，與實際的干旱歷時有一定的差異。并且在對干旱歷時的擬合過程中，這種條帶效果會導致樣本個數嚴重偏少于實際值，呈現(xiàn)出離散性、不連續(xù)性，這必然會影響擬合效果。Copula函數定義為[0,1]上連續(xù)的均勻分布，顯然直接擬合干旱歷時不合理，本文引入干旱歷時離散變量連續(xù)化處理方法，通過對整數月的干旱歷時加上[-0.5,0.5]的均勻隨機分布變量，從而使離散化的序列連續(xù)化，Michele C等[4]證明均勻分布不會改變數據原始的統(tǒng)計量信息。2.5 聯(lián)合分布函數Copula

為了解贛江流域干旱特征兩變量D、S的變化情況，在游程理論對標準化降水蒸散發(fā)指數截取的基礎上，繪制年干旱歷時與烈度變化趨勢圖（圖3）。由圖3可知，干旱歷時和烈度整體上年變化較為同步，且均趨于減少，減幅相近。將近59年研究時段分為3個時期，1960～1980年代干旱歷時與烈度呈相反的變化趨勢，干旱歷時增加，干旱烈度減小，表明這20年間，雖然干旱歷時變長但干旱嚴重性有所降低；1980～2000年代干旱歷時減小趨勢明顯大干旱烈度，年干旱烈度保持在4.5左右；2000年至今，干旱烈度出現(xiàn)明顯減少趨勢，在2003年烈度達到歷史最高7.93。1960～2018年未發(fā)生干旱的年份有5個，出現(xiàn)跨季節(jié)干旱（干旱歷時≥4個月）的年份占比超過60%，達到37個。由于贛江流域降水年內分配差異明顯，導致雨季前后澇旱狀態(tài)急轉，伏旱秋旱常發(fā)。如1998年長江流域發(fā)生了大范圍的洪澇災害，贛江流域在1998年6月之前洪澇災害嚴重，但下半年開始基本為少雨或無雨天，如圖3所示，1998年干旱歷時長達6個月，干旱烈度為6.55。3.2 贛江流域邊緣分布與Copula函數的選取

【參考文獻】：
期刊論文
[1]基于聯(lián)合干旱指數的黃河流域干旱時空特征[J]. 曹闖,任立良,劉懿,江善虎,張林齊,張璐.  人民黃河. 2019(05)
[2]基于Copula函數的河南省干旱特征分析[J]. 屈吉鴻,李巖,高志鵬,湛江.  水電能源科學. 2017(06)
[3]基于Copula函數的長春市106年來的干旱特征分析[J]. 李明,張永清,張蓮芝.  干旱區(qū)資源與環(huán)境. 2017(06)



本文編號：3340133