基于SPEI的广西干旱综合特征及农业旱灾风险研究
发布时间：2022-01-17 04:21
为分析干旱灾害综合特征,并结合其多维度特性进行风险评估,以广西为研究区,基于SPEI指数采用游程理论提取了干旱强度及历时两个维度的信息,并采用Mann-kendall,Hurst,Pettitt,EEMD,Copula函数等分析对比了这两个维度的多种特征,最后又将其与社会发展数据结合,采用灾害风险系统理论评估了广西农业旱灾风险。结果表明:（1） 1961—2016年,广西地区干旱强度呈现出微弱的下降趋势,干旱历时则相反,两者变化趋势均不显著,但后者有更强的未来延续性。（2）干旱强度在2007年存在突变点,历时则是在1985年,两者主周期均在3.20 a左右。（3） Gumbel Copula函数为干旱强度及历时的最优联合概率分布;短历时低强度干旱居多,约有60%的干旱其强度及历时均小于3。（4）干旱强度在桂东南较大,桂南较小,历时则在贺州—来宾—崇左的带状区域内较高,在桂东南较低;强度在桂北以减小为主,在桂南以增长为主;历时在大部分区域均以增长为主,桂中尤甚。（5）农业旱灾风险最高的是桂东南的崇左,以及桂中的来宾,其余各区域中,桂西北区域的旱灾风险要明显高于桂东南。该成果可为完善广西地...
【文章来源】：水土保持研究. 2020,27(04)北大核心CSCD
【文章页数】：9 页
【部分图文】：
广西0.5度格点分布
(3) 从潜在事件中筛选出干旱事件。对于历时仅有1月的潜在干旱事件,若其SPEI≥R2则将其剔除,否则视为一次干旱事件;若两次潜在干旱事件间隔一个月,且该月SPEI≤R0,两者合并为一次干旱事件;其余历时大于一个月的潜在事件均视为一次干旱事件。如图2中a被剔除,b为干旱事件,c1和c2合并为一次干旱,d为一次干旱事件。1.3.2 干旱时间序列特征分析方法
采用游程理论从广西SPEI1序列中提取出干旱强度以及干旱历时,并统计出整个区域每年干旱事件的平均强度以及平均历时(图3),并计算出两序列的Cv值,倾向率、Mann-kendall趋势检验Z值,以及Hurst值(表2)。由图3可知,1961—2016年,广西地区干旱强度与历时的波动均较为平缓,两者Cv值均在0.5以下。在变化趋势上,干旱强度与干旱历时则呈现出较大的差异性,1961—2016年,干旱强度呈现出微弱的下降趋势,其下降率小于-0.001/a,而干旱历时则呈现出微弱的上升趋势,其上升率为0.007月/a,不过两者变化的趋势均不显著,其Mann-kendall检验值均小于1.28,未通过90%显著性检验。从Hurst值来看,干旱历时的Hurst值为0.729,有较大的可能会继续保持微弱上升趋势,而干旱强度的Hurst仅有0.591,其变化趋势的未来延续性不显著。表2 广西1961-2016年干旱强度及历时序列特征值 要素 Cv 倾向率 z值 Hurst值 强度 0.1066 >-0.001 1.096 0.591 历时 0.4157 0.007 0.467 0.729
【参考文献】：
期刊论文
[1]多变量干旱事件识别与频率计算方法[J]. 徐翔宇,许凯,杨大文,郦建强. 水科学进展. 2019(03)
[2]基于游程理论和Copula函数的辽宁省农业气象干旱特征研究[J]. 侯陈瑶,朱秀芳,肖名忠,肖国峰,陈昌为. 灾害学. 2019(02)
[3]1975-2015年洪泽湖水沙变化趋势及成因分析[J]. 樊贤璐,徐国宾,邓恒,段宇,陈春锦. 南水北调与水利科技. 2019(03)
[4]清代1644～1911年期间珠江流域旱涝灾害时空特征分析[J]. 鲁颖,毕硕本,刘爱利,赵峰,孙力. 长江流域资源与环境. 2018(12)
[5]基于1961—2100年SPI和SPEI的云南省干旱特征评估[J]. 刘小刚,冷险险,孙光照,彭有亮,黄一峰,杨启良. 农业机械学报. 2018(12)
[6]东北三省农业旱灾风险评估研究[J]. 杨晓静,徐宗学,左德鹏,蔡思扬. 地理学报. 2018(07)
[7]黄河流域未来水资源时空变化[J]. 周帅,王义民,郭爱军,张瑞涵,刘启松. 水力发电学报. 2018(03)
[8]基于日SPEI的近55 a西南地区极端干旱事件时空演变特征[J]. 贾艳青,张勃. 地理科学. 2018(03)
[9]基于投影寻踪主成分分析和耦合模型的风电功率预测[J]. 王聪,张宏立,范文慧. 太阳能学报. 2018(02)
[10]气候变暖背景下西南地区干旱灾害风险评估[J]. 柳媛普,王素萍,王劲松,王芝兰. 自然资源学报. 2018(02)
本文编号：3594033
【文章来源】：水土保持研究. 2020,27(04)北大核心CSCD
【文章页数】：9 页
【部分图文】：
广西0.5度格点分布
(3) 从潜在事件中筛选出干旱事件。对于历时仅有1月的潜在干旱事件,若其SPEI≥R2则将其剔除,否则视为一次干旱事件;若两次潜在干旱事件间隔一个月,且该月SPEI≤R0,两者合并为一次干旱事件;其余历时大于一个月的潜在事件均视为一次干旱事件。如图2中a被剔除,b为干旱事件,c1和c2合并为一次干旱,d为一次干旱事件。1.3.2 干旱时间序列特征分析方法
采用游程理论从广西SPEI1序列中提取出干旱强度以及干旱历时,并统计出整个区域每年干旱事件的平均强度以及平均历时(图3),并计算出两序列的Cv值,倾向率、Mann-kendall趋势检验Z值,以及Hurst值(表2)。由图3可知,1961—2016年,广西地区干旱强度与历时的波动均较为平缓,两者Cv值均在0.5以下。在变化趋势上,干旱强度与干旱历时则呈现出较大的差异性,1961—2016年,干旱强度呈现出微弱的下降趋势,其下降率小于-0.001/a,而干旱历时则呈现出微弱的上升趋势,其上升率为0.007月/a,不过两者变化的趋势均不显著,其Mann-kendall检验值均小于1.28,未通过90%显著性检验。从Hurst值来看,干旱历时的Hurst值为0.729,有较大的可能会继续保持微弱上升趋势,而干旱强度的Hurst仅有0.591,其变化趋势的未来延续性不显著。表2 广西1961-2016年干旱强度及历时序列特征值 要素 Cv 倾向率 z值 Hurst值 强度 0.1066 >-0.001 1.096 0.591 历时 0.4157 0.007 0.467 0.729
【参考文献】：
期刊论文
[1]多变量干旱事件识别与频率计算方法[J]. 徐翔宇,许凯,杨大文,郦建强. 水科学进展. 2019(03)
[2]基于游程理论和Copula函数的辽宁省农业气象干旱特征研究[J]. 侯陈瑶,朱秀芳,肖名忠,肖国峰,陈昌为. 灾害学. 2019(02)
[3]1975-2015年洪泽湖水沙变化趋势及成因分析[J]. 樊贤璐,徐国宾,邓恒,段宇,陈春锦. 南水北调与水利科技. 2019(03)
[4]清代1644～1911年期间珠江流域旱涝灾害时空特征分析[J]. 鲁颖,毕硕本,刘爱利,赵峰,孙力. 长江流域资源与环境. 2018(12)
[5]基于1961—2100年SPI和SPEI的云南省干旱特征评估[J]. 刘小刚,冷险险,孙光照,彭有亮,黄一峰,杨启良. 农业机械学报. 2018(12)
[6]东北三省农业旱灾风险评估研究[J]. 杨晓静,徐宗学,左德鹏,蔡思扬. 地理学报. 2018(07)
[7]黄河流域未来水资源时空变化[J]. 周帅,王义民,郭爱军,张瑞涵,刘启松. 水力发电学报. 2018(03)
[8]基于日SPEI的近55 a西南地区极端干旱事件时空演变特征[J]. 贾艳青,张勃. 地理科学. 2018(03)
[9]基于投影寻踪主成分分析和耦合模型的风电功率预测[J]. 王聪,张宏立,范文慧. 太阳能学报. 2018(02)
[10]气候变暖背景下西南地区干旱灾害风险评估[J]. 柳媛普,王素萍,王劲松,王芝兰. 自然资源学报. 2018(02)
本文编号：3594033
本文链接：https://www.wllwen.com/projectlw/qxxlw/3594033.html
