氣候變化趨勢精選(九篇)
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第1篇：氣候變化趨勢范文
關鍵詞：人為驅動力；氣溫；降水；氣候變化特征；新密市
中圖分類號：P467文獻標識碼：A文章編號：16721683（2013）03002106
由人類活動引起的氣候變化已經逐步成為深刻影響21世紀全球可持續發展的重大問題。政府間氣候變化專門委員會（IPCC）第四次評估報告中明確指出，近100年來（1906年-2005年）全球氣溫線性增加趨勢為074 ℃，這一趨勢大于第三次評估報告給出的06 ℃的相應趨勢，且目前陸地區域的變暖速率要快于海洋[1]。地球人口的爆炸，尤其是在20世紀內世界城市人口增加了近10倍之多，土地的開發墾殖使得接近一半的陸地已被人類改變和利用[2]。大氣中溫室氣體的濃度明顯受到人類的影響，氣候分布狀況隨之改變，而氣候變化又作用于人類生存環境，影響經濟的發展與社會的進步。所以，近年來地球氣候系統變化及其影響己經成為國際社會密切關注的對象。
與發達國家相較，發展中國家基礎設施相對落后，在氣候變化過程中抵御自然災害和適應氣候變化的能力較低。中國作為典型的發展中國家，氣候的區域差異性強，由于自然變化和人類活動帶來的氣候變化所造成的影響不可忽視[34]，深入研究其氣候變化特征具有重要科學意義。
氣候變化特征研究的重要內容之一是探討氣候變化的原因，即驅動力因素作用。已有大量研究探討過某些區域的氣候變化特征及其人為驅動力[57]。本文根據河南省新密市氣象統計資料和社會經濟資料，運用數學分析方法，定量判斷影響該地區氣候變化的主要人為驅動力，總結對比主要影響因子，綜合判斷氣候變化特征突變前后人為驅動力因子的時空變化特點，為該區域的健康和諧發展提供科學依據。
1資料來源及研究方法
本文利用的1971年-2010年氣溫及降水量數據來源于新密市氣象局；1981年-2008年社會經濟資料數據均來自新密市統計局《新密市統計年鑒》及新密市水務局。研究采用的方法主要為MannKendall突變檢驗法及灰色關聯分析法。
在時間序列分析中，MannKendall檢驗是一種常用的突變檢測方法，能夠從定量的角度分析序列在某段時間內的上升或下降趨勢，且明確突變的開始時間及區域，是一種適用于水文、氣象等非正態分布數據的非參數檢驗方法[810]。主要計算公式介紹如下：
對于具有n個樣本量的時間序列x，構造一秩序列：
Sk=∑k1i=1ri（k=2，3，…，n）（1）
其中，ri=+1，當xi>xj
0，當xi≤xj（j=1，2，…，i）（2）
在時間序列隨機獨立的假定下，定義統計量：
UFk=[Sk-E（Sk）]1var（Sk）（k=2，3，…，n）（3）
式中：UF1=0，E（st），var（st）是累計年數Sk的均值和方差。UFk為標準正態分布，是按時間序列x順序計算出來的，給定顯著性水平α，若|UFk|>Uα，則表示序列存在明顯的趨勢變化。同理，可按時間序列x逆序計算出UBk，且使UBk=-UFk。
灰色關聯度分析是對于一個系統發展變化態勢的定量描述和比較。關聯度是對兩個系統或因素間關聯性大小的度量，它描述系統發展過程中因素間相對變化的情況。對一個灰色系統進行分析研究時，要先解決如何從隨機的時間序列中找到關聯性、計算關聯度，以便為因素判別、優勢分析、決策提供依據。主要計算步驟包括原始數據變換、關聯系數計算、求關聯度、排關聯序[11]。
數據變換方法采用均值化變換，經變換的母序列{x0（k）}與子序列{xi（k）}關聯系數L0i（k）由下式求出：
L0i（k）=Δmin+ρΔmax1Δ0i（k）+ρΔmax（4）
其中：Δ0i（k）為兩個比較序列的絕對差值，即Δ0i（k）=|x0（k）-xi（k）|（1≤i≤m）；Δmax和Δmin分別表示所有比較序列各時刻絕對差值中的最大值與最小值。一般取Δmin=0，ρ為分辨系數，本文取為01。
兩序列關聯度用兩個比較序列各時刻的關聯系數平均值計算，即：
r0i=11N∑N1k=1L0i（k）（5）
式中：r0i為子序列i與母序列0的關聯度，N為比較序列的長度。
最后將m個子序列對同一母序列的關聯度按大小順序排列，組成關聯序，記為{x}，反映各子序列對母序列的優劣關系。
2新密市氣候變化特征
新密市隸屬河南省省會鄭州，多年平均氣溫147 ℃，多年平均降水量約為663 mm，歷史最大、最小年降水相差784 mm，年際變化量較大，屬典型的半濕潤半干旱氣候區。由于受季風氣候的影響，降水量時空分布不均：時間上表現為夏季集中、春秋不足、冬季偏少，空間上表現為米村-岳村以北及王村-大隗以南山區降水較多，大于675 mm，中部與東部河谷平原較少[12]。
2.1氣溫變化特征分析
2.1.1年代際變化
由表1中新密市不同年代四季平均氣溫可以看出，無論是年代平均氣溫還是各季平均氣溫在20世紀70年代與80年代都相差不大，80年代以后逐漸上升。21世紀初較20世紀80年代，年代平均氣溫上升近12 ℃，春、夏、秋、冬季平均氣溫分別上升近19 ℃、09 ℃、08 ℃、13 ℃，其中80年代到90年代各平均氣溫增幅異常明顯。
表1新密市各年代年和各季平均氣溫
Table 1The annual and seasonal atmospheric temperatures
of last several decades in Xinmi
（℃）年代1年代平均
2.2降水變化特征分析
2.2.1年代際變化
表2顯示了新密市20世紀各年代四季平均降水量。可以看出，新密市年平均降水量從20世紀70年代至80年代有所增加，而后至世紀末逐漸減少，21世紀初又逐漸增加，較20世紀90年代增加近92 mm。春季平均降水量從70年代至90年代逐漸增加，在90年代最大，而后至21世紀初呈減少趨勢，減少近24 mm。夏季平均降水量各年代變化趨勢與年代平均降水量變化一致，21世紀初較20世紀90年代增幅明顯，平均降水量增加近116 mm。秋季平均降水量各年代之間整體呈減少趨勢，但變化不是很明顯。冬季平均降水量整體變化幅度不大。
3新密市氣候變化人為驅動力因子分析
3.1人為驅動力因子指標體系
本文結合新密市氣候變化的人為驅動力指標，并考慮數據資料搜集的限制性，構建了生產過程、消費過程和生活過程三個一級指標，見表3、表4。一級指標是影響新密市氣候變化的人為驅動力的總類；在一級指標下的二級指標中細化了不同總類下的人為驅動力指標。其中影響氣溫的二級指標有14個，影響降水的二級指標有10個。這些指標間存在一定關聯性，且較全面地闡釋了新密市氣溫變化及降水量變化的主要人為驅動力影響因子。
3.2人為驅動力因子識別
根據文中新密市氣候變化人為驅動力指標體系內容，結合灰色關聯分析方法及原理過程，運用DPS軟件對指標進行處理，從氣溫變化和降水量變化兩方面分析其人為驅動力因子。人為驅動力因素對1971年-2008年新密市氣溫變化及2000年-2008年降水量變化的灰色關聯度計算結果見表5、表6。
從表5中可以看出，人為驅動力因子與氣溫變化的關聯度排序為：人口密度>總人口數>糧食作物播種面積>年末耕地面積>大牲畜存欄頭數>工業用電量>第一產業總產
序號1因子1關聯系數X111人口密度10.973 3X101總人口數10.956 5X51糧食作物播種面積10.899 1X41年末耕地面積10.879 5X61大牲畜存欄頭數10.726 6X71工業用電量10.594 8X11第一產業總產值10.577 9X81農村用電量10.541 5X131在崗職工年平均工資10.530 5X141農民人均純收入10.519 8X31人均生產總值10.510 4X21工業總產值10.494 3X121全社會固定資產投資10.477 0X91民用汽車擁有量10.439 4值>農村用電量>在崗職工年平均工資>農民人均純收入>人均生產總值>工業總產值>全社會固定資產投資>民用汽車擁有量。對新密市氣溫變化影響最大的因素是人口密度，關聯系數達到0973 3，糧食作物播種面積、年末耕地面積、大牲畜存欄頭數與其關聯系數也都在07以上，工業用電量、第一產業總產值、農村用電量、在崗職工年平均工資、農民人均純收入、人均生產總值與其關聯系數在0.5以上。可見，人口密度快速增長是新密市氣溫變化的主要動力，其次是農業發展，能源消耗也對氣溫變化有較大的貢獻。
表6新密市人為驅動力因素對降水量變化的灰色關聯度
Table 6The gray relational grade of anthropogenic
driving forces to precipitation change in Xinmi
序號1因子1關聯系數總人口數10.510 6Y11年末耕地面積10.438 4Y31農業用水量10.390 5Y81建成區面積10.385 8Y41工業用水量10.338 5Y51生活用水量10.333 5Y71城市化率10.306 5Y101人均公共綠地面積10.277 5Y21有效灌溉面積10.238 8Y91道路鋪裝面積10.210 7表6顯示，人為驅動力因子與降水量變化的關聯度排序為：總人口數>年末耕地面積>農業用水量>建城區面積>工業用水量>生活用水量>城鎮化率>人均公共綠地面積>有效灌溉面積>道路鋪裝面積。對新密市降水量變化影響最大的因素是總人口數，關聯系數達到0510 6，年末耕地面積、農業用水量及建成區面積與其關聯系數也都在04左右，人均公共綠地面積、道路鋪裝面積等與降水量變化的關聯系數較低。綜上所述，人口及社會工農業發展狀況是新密市降水量變化的主要動力，下墊面性質對其影響較小。
4氣溫突變前后人為驅動力因子變化分析
如前文所述，1971年-2010年新密市年降水量未出現突變的時間區域，因此本文只對氣溫突變前后人為驅動力因子進行了比較分析。
4.1氣溫突變前人為驅動力因子識別比較
對數據均值化處理，計算在ρ=01時，新密市各人為驅動力因子與氣溫變化的絕對差值，得到表7，其中所有子序列和母序列各時刻絕對差值最大值Δmax為2328 5，是1993年氣溫和全社會固定資產投資的絕對差值。由此可知，氣溫和14個驅動力因子間的絕對差值中有8個因子序列的最大值都出現在1993年，如：工業總產值、工業用電量、農村用電量、農民人均純收入等，說明在1993年氣溫變化和各驅動力因子變化差異達到突變前的最大值。
8以上。此外，總人口數、在崗職工年平均工資、民用汽車擁有量、全社會固定資產投資等也具有較高關聯度。1980年以來，新密市的主要經濟社會指標均取得顯著變化，國內生產總值（GDP）保持年均2125%的增長速度，但發展不平穩，1990年以前發展比較緩慢，以后增長速度加快。20世紀90年代初期，新密市全市的農業產值保持年均1074%的增長速度，這些發展過程中的人為力量給城市氣候帶來了影響。
4.2氣溫突變后人為驅動力因子識別比較
和前述內容一樣，首先對新密市氣溫突變后的各指標因子進行均值化處理。鑒于篇幅限制，對均值化處理結果及氣溫與人為驅動力因子絕對差值統計表在此不再展現，其中最大差值Δmax=2.780 6。當分辨系數ρ=01時，得到新密市各人為驅動力因子與氣溫變化的關聯度，見表9，從中發現人口密度與氣溫變化關聯度最高，關聯系數達0918 7。總人口數、年末耕地面積、糧食作物耕地面積、農村用電量的關聯度緊隨其后，即在關聯度最高的前五位驅動力因子中，在農業發展、能源消耗等方面對氣溫變化的影響最明顯。
與突變前相比較，發現人口密度和農村用電量的增加與氣溫變化的關聯度顯著提升，分別由突變前的第三位（0833 1）、第十二位（0367 4）提高到突變后的第一位（0926 5）、第五位（0781 6），同時糧食作物播種面積和大牲畜存欄頭數的關聯度值由突變前的第一、二位下降到突變后的第四、六位。可以看出目前新密市的農業及畜牧業發展不容樂觀。另外，民用汽車擁有量、全社會固定資產投資的關聯度值也有顯著下降。
本文利用新密市1971年-2010年的氣溫、降水資料及1981年-2008年社會經濟資料，運用MannKendall突變檢驗和灰色關聯分析法對新密市氣候變化特征進行了趨勢及突變分析，對其人為驅動力因子進行了識別，主要得出以下結論。
（1）近40年來新密市氣候變化特征表現為年、季平均氣溫持續上升，年平均降水量并沒有明顯的增加或減少趨勢。突變檢測結果顯示，1993年發生氣溫上升突變，1993年以后為突變的時間區域；1982年和1999年降水量出現增加突變，但并未出現突變的時間區域。
（2）人口密度快速增長是新密市氣溫變化的主要動力，其次是農業發展，能源消耗也對氣溫變化有較大的貢獻；人口及社會工農業發展狀況是新密市降水量變化的主要動力，下墊面性質對其影響較小。
（3）新密市氣溫在突變前，農業發展、經濟社會發展對氣溫變化作用明顯，貢獻較大，為主要影響因素。氣溫突變后，農業發展仍然對氣溫變化的影響最明顯，其次能源消耗等方面對氣溫變化的影響程度有所提升。
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第2篇：氣候變化趨勢范文
關鍵詞：后京都時代/氣候治理/中國/戰略選擇
從《聯合國氣候變化框架公約》的簽署到《京都議定書》的生效，再到后京都時代談判的艱難之路，中國在國際氣候治理過程中的受關注程度以及自身在國際上的地位都與日俱增。中國所持的氣候變化談判立場取決于中國對氣候變化問題的認識程度。隨著綜合國力的不斷上升、認識的不斷深化以及國際談判經驗的不斷積累，中國參與國際氣候談判的能力也在不斷增強。通過分析中國氣候變化決策模式和影響因素，本文認為，在當前階段，中國必須以和平方式拓展發展空間，以發展低碳經濟應對后京都時代的挑戰。
一、后京都時代國際氣候治理面臨的挑戰
氣候變化是一個典型的全球性環境問題。伴隨著全球環境保護的制度化趨勢，建立公平有效的國際氣候治理機制已成為當今世界政治的主要議程之一。如果從1990年《聯合國氣候變化框架公約》談判算起，迄今為止，國際氣候制度的演進大約經歷了三個發展階段：第一階段，從1990年啟動《聯合國氣候變化框架公約》談判到1992年簽署該公約，再到1994年該公約生效，這一階段主要從法律上確立了國際氣候治理（公約）的最終目標和一系列基本原則。第二階段，從1995年公約第一次締約方會議討論制定第一個議定書開始，到1997年京都會議達成《京都議定書》，再到2005年2月16日《京都議定書》正式生效，這一階段首次為附件I國家（發達國家與經濟轉軌國家）規定了具有法律約束力的定量減排目標，并引入排放貿易（ET）、聯合履約（JI）和清潔發展機制（CDM）三個靈活機制，在防范全球氣候變暖方面邁出了重要的第一步。由于《京都議定書》所約定的減排目標非常有限，且目標執行年限也只到2012年，因此需要考慮《京都議定書》以后即“后京都時代”或“2012年以后”的國際氣候協定。第三階段，從2005年11月后京都時代氣候談判啟動，并在2007年底達成巴厘路線圖（Bali Roadmap），這個過程何時完成還留有很大的懸念。由于各國利益訴求迥異，全球協調應對氣候變暖還面臨諸多挑戰。
（一）各國利益訴求迥異，難以形成政治共識
后京都時代國際制度框架必須公平地反映每個國家的具體國情，諸如責任、能力和減排潛力。盡管各種方案設計均有其理性基礎，但協議的達成是一個通過談判形成共識的過程。國際氣候制度的走向主要受到科學認知、政治意愿和經濟利益三個方面的綜合影響。各方都試圖從這三個方面入手，發揮自身的影響力，同時最大限度地維護自身利益，在妥協中為打破僵局尋求一條可行的解決途徑。①可以說，任何一方的立場變化或戰略調整，都會對“后京都時代”談判的走向產生重要的影響。
當前，國際氣候政治呈現出群雄紛爭、三足鼎立的基本格局。歐盟、美國和中國的人口數量、經濟總量、能源消費、溫室氣體排放在全球均占有相當大的份額，在參與談判的眾多締約方之中，其地位可謂舉足輕重。歐盟作為氣候談判的發起者，一直是推動氣候變化談判最重要的政治力量。歐盟一方面擔心全球氣候變暖危及歐洲“冬暖夏涼”的氣候環境；另一方面，由于歐盟人口穩中有降、經濟成熟而穩定、技術和管理先進、歐盟能源消費需求也相對飽和，因而在溫室氣體減排方面具有比較優勢。大力推進氣候變化進程、維持在國際事務中的主導地位符合歐盟的戰略利益。以美國為首（包括日本、加拿大、澳大利亞、新西蘭、俄羅斯等國）的“傘形”集團是國際氣候舞臺上另一支重要的政治力量。美國地域廣闊，對氣候變化的敏感性不及歐洲。雖然美國擁有世界最強大的經濟實力，技術和管理水平也很高，但美國人口增長較快，同時他們不愿意改變其奢侈浪費的生活方式，因而能源需求和溫室氣體排放呈現較快的增長趨勢。
（二）《京都議定書》模式與第三條道路的博弈
在后京都時代，國際氣候談判啟動艱難，其關鍵在于《京都議定書》模式用之不易，棄之可惜。作為妥協的產物，《京都議定書》兼顧了各方利益，具有可操作性。盡管是總量定式的獨木橋，但有關后京都時代國際氣候制度的設計，2/3以上均是京都模式的延續或對其的修訂。《京都議定書》業已生效，公約/議定書會議（COP/MOP）可能珍惜這一來之不易的進展，將在歐盟和部分發展中國家的推動下，經過修正而得到延續。②歐盟在公約框架之下積極推進后京都時代的談判進程，其實就是延續總量控制加排放貿易的京都模式。歐盟在2007年春季首腦會議上已經明確提出，2020年要在1990年的水平上實現減排20%的目標，并在巴厘島氣候變化會議上明確提出了發達國家應在2020年前將溫室氣體排放量較1990年減少25%～40%的目標。
美國退出《京都議定書》后，沒有任何重返京都機制的跡象。美國出于其國際戰略考慮，不論如何修訂，只要發展中大國沒有參與減排或做出限排承諾，只要是京都定式，它均不會重返京都格局。而發展中大國正處于工業化和城市化進程之中，它們會明確反對任何具有約束力的排放限制。發展中大國和美國、歐盟之間的三方博弈，微妙地影響著后京都時代的國際氣候進程。
（三）締約方會議：國際氣候治理的最終出路
根據《京都議定書》的有關規定，目前的這種格局將只能維持到2012年，全球急需盡快達成一項減緩全球氣候變暖的新協議。第二階段減排承諾談判意味著談判重點將轉向更嚴格的國際氣候制度構建。
“巴厘路線圖”只規定了2009年前必須完成相關談判，并沒有就2012年后的溫室氣體減排設定責任。至于2012年之后各方應承擔什么樣的減排責任，則要留待2008年、2009年分別在波蘭和丹麥舉行的聯合國氣候變化大會上解決，這為未來的談判留下了懸念。可以預計，在推動減緩全球氣候變暖、推動建立2012年后發達國家減限排目標方面，由于關乎各國重大的政治和經濟利益，談判一定會困難重重，可能會有多次反復。在涉及發展中國家承擔具體義務方面，談判將會更加激烈。
二、中國氣候變化戰略的優先領域
中國的氣候變化決策是以對經濟利益的判斷為基礎的，而且隨著認識的不斷深入，經濟利益的內涵也不斷擴展。由于國內各決策部門之間利益的高度一致性，中國對經濟利益的維護主要通過外交談判來完成，其政策的制定也隨著認識的深入而表現出更大的靈活性。在后京都時代談判階段，中國的戰略目標主要有三個：一是爭取和維護中國的發展空間；二是促進國內的可持續發展；三是樹立負責任大國的良好形象。中國獨特的國情和面臨的挑戰要求中國必須明確氣候變化戰略優先領域：通過維護發展中國家間的團結爭取和維護發展空間；通過實施清潔發展機制項目實現最大現實經濟利益。
（一）積極參與氣候談判，維護發展中國家的內部團結
中國在國際氣候治理進程中的地位同參與其他國際制度相比是完全不同的。在經濟領域，國際經濟制度的規則主要由西方制定，中國加入這一制度基本上只能是適應它，西方占據著主導權。中國對其進行改造、修改其規則非常困難，作用也相當有限。而正在建立之中的國際氣候制度卻不同，因為它剛剛起步，尚未成熟，還需要國際社會共同努力來完善。盡管發達國家憑借其政治、經濟、科技實力而具有一定的主導優勢，但在其發展演化的進程中，發展中國家還有很大的發揮作用的空間。
作為擁有全球性影響的發展中大國，中國在全面加入發達國家所主導建立的國際氣候變化制度體系的同時，還要積極致力于發揮大國的制度構建作用，使國際制度處于正常有序的運轉狀態和利益分配的公正狀態，在相對公正和穩定的國際合作中維護和促進中國日益全球化的國家利益。可以肯定的是，無論面臨多大的國際壓力，中國必須繼續積極參與氣候公約的談判進程，不斷增強參與的程度，提高參與的能力，力爭在其中發揮更大的作用。當然，中國參與氣候變化領域國際活動及履約談判的首要任務是為實現工業化和現代化及可持續發展而爭取應有的發展權，為中國未來的和平發展爭取必需的排放空間。
（二）在清潔發展機制方面積極開展國際合作
與其他發展中國家相比較，中國最初對CDM持謹慎的態度，進入CDM市場也相對較晚。盡管從2000年（比《京都議定書》生效時間早5年）開始就開展CDM項目，但中國直到2002年8月才核準《京都議定書》，直到2004年6月CDM的國家主管機構才建立，中國國務院到2005年10月才頒布《清潔發展機制項目運行管理辦法》。③
2005年2月16日，《京都議定書》正式生效，為CDM項目的大規模和快速開發奠定了法律基礎，CDM國際市場迎來了一個高速發展時期。據世界銀行的粗略計算，發達國家若要在2012年前如期完成《京都議定書》所規定的減排任務，至少需要通過CDM項目購買25億噸以上的二氧化碳當量（其他種類的溫室氣體按照其全球增溫潛勢折合成二氧化碳）的減排量。作為充滿經濟活力的發展中大國，中國具有很多有利條件實施CDM項目，如技術能力強、國家風險低、比較容易獲取項目投資等。專家估計，到2012年，中國將占據全球CDM市場近50%的份額，溫室氣體減排量轉讓收益能達到數十億至百億美元以上。④
（三）積極采取應對氣候變化的行動
中國的氣候戰略是以能源發展為中心的戰略，這是由總體經濟發展目標所驅動的。雖然中國一直反對為發展中國家設定強制性的溫室氣體排放限制目標，但這不表明中國不采取應對氣候變化的行動。雖然建立資源節約型和環境友好型社會是中國“十一五”規劃中的首要目標，但很多障礙有待克服。這些挑戰決定了中國在國內應對氣候變化的行動方式以及中國的國際氣候談判立場。
中國在減緩氣候變化方面實際上已經做了不少努力。1990-2005年，僅通過調整經濟結構和提高能源效率，中國累計節約了約8億噸標準煤，相當于減少18億噸二氧化碳的排放特別值得一提的是，中國制定了“十一五”期間節約能源以減少溫室氣體排放的具體目標，即到2010年，我國單位GDP能耗要比2005年下降20%。這一措施所產生的溫室氣體減排量，比很多發達國家在《京都議定書》下承諾的減排量都要大；也比美國政府提出的到2012年美國單位GDP二氧化碳排放強度比2002年下降18%的目標還要雄偉。⑤這足以顯示中國應對氣候變化的決心和勇氣。如果這一目標能夠實現，僅這一項行動，就相當于減排二氧化碳12億噸以上。⑥此外，中國在發展風電、水電、生物質能發電、太陽能利用、提高能源利用效率、節約資源和能源等方面采取的措施必將實現巨大的溫室氣體減排量。
三、小結
中國在后京都時代國際氣候治理中的重要作用是不容置疑的，怎么強調也不過分。面對即將成為世界上最大溫室氣體排放國的現實。中國備受國際社會矚目壓力巨大。如何應對氣候變化關系到中國經濟社會發展的全局，關系到中國發展模式與能源安全、經濟競爭力與對外貿易、國際地位和國家形象，必須統籌考慮國際、國內兩個大局，以積極姿態參與應對氣候變化的國際合作。
中國的氣候變化決策取決于對經濟利益的判斷，而且隨著對氣候變化認識的不斷深入，經濟利益的內涵也不斷擴展，并上升到了地緣政治的高度。由于中國國內氣候變化決策的集體性和部門間利益的一致性，中國的經濟利益主要通過外交談判來維護，其途徑是維護發展中國家的團結。這一點在后京都時代談判中尤為重要。在《京都議定書》第一承諾期，中國作為發展中國家，沒有溫室氣體減排或限排義務，通過開發清潔發展機制項目引進資金和先進技術、促進可持續發展符合中國的現實經濟利益。雖然在現階段中國還沒有能力和條件承諾強制性溫室氣體限排義務，但中國采取了許多力所能及的措施應對氣候變化，不僅樹立了良好的國際形象，也有助于國內的長遠發展。（作者單位：武漢理工大學）
參考文獻
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注解
① 陳迎：《全球氣候變化政治較量升溫》，載《人民日報》，2007年12月7日。
② 潘家華：《后京都國際氣候協定的談判趨勢與對策思考》，載《氣候變化研究進展》，2005年第1期，第10～15頁。
③ 見中國清潔發展機制網，http：//。
④ World Bank，Clean Development Mechanism in China：Taking a Proactive and Sustainable Approach，http：//.
第3篇：氣候變化趨勢范文
關鍵詞：銀行改革；外資銀行；銀行競爭；銀行監管
文章編號：1003―4625(2006)09-0021―03 中圖分類號：F832．33 文獻標識碼：A
一、我國銀行業對外開放簡要回顧
經濟一體化、金融全球化已經成為一種世界趨勢，并且正在向縱深發展，其影響力對全球經濟越來越大。在經濟一體化、金融全球化過程中，跨國銀行的出現和發展起到了重要的推動作用。跨國銀行的身影無處不在，不僅發達國家，許多發展中國家為了本國經濟的發展、參與國際經濟金融競爭、利用世界金融資源，都在極力開放本國銀行業市場，引進外資銀行，廢除禁止外資銀行兼并本國銀行的法律限制。
我國銀行業對外開放的典型特征是允許外資銀行在我國境內設置機構和辦理銀行業務。國內銀行走出國門設置機構和辦理業務的情形并不多見，還沒有形成一定的規模。伴隨著我國改革開放政策的推行，1979年我國拉開了銀行業對外開放的序幕。首先是允許外資銀行在華設立代表處，然后是有限制地允許外資銀行在特定地域設置營業性機構、開展特定銀行業務，并逐步放開外資銀行進入的方式和渠道。2001年我國加入世界貿易組織以后，外資銀行進入我國銀行業市場的步伐明顯加快。概括起來有四方面的原因：一是我國一系列有利于外資金融機構的管理規章制度相繼頒布，并按照我國加入世界貿易組織的承諾逐步落實，消除了外資銀行進入我國的法律和制度限制障礙。2002年，國務院頒布了《中華人民共和國外資金融機構管理條例》，隨后中國人民銀行頒布了《中華人民共和國外資金融機構管理條例實施細則》。銀監會成立后，2003年12月了《境外金融機構投資人股中資金融機構管理辦法》，以部門規章形式從資產規模、資本充足性、盈利持續性等方面明確了境外投資者的資格條件，同時經國務院批準調整了投資比例，將單家機構人股比例從15％提高至20％，所有機構入股比例從20％提高至25％。二是我國這幾年的國民經濟持續、快速、穩健發展，投資環境(包括金融投資環境)大為改善，國家信譽度大幅提高，給外資銀行以巨大安全感。二是我國龐大的市場產生的巨大市場賺錢效應對外資金融機構具有非常大的吸引力。四是我國商業銀行改革向縱深發展，為外資銀行尋找獲利機會、進行全球戰略布局、快速進入我國銀行業市場提供了便利機會，這些因素綜合作用的結果是使外資銀行在我國銀行業的滲透越來越深，市場份額逐步擴大，其影響力也逐步提高。
外資銀行進入我國銀行業市場的方式，包括以下幾種：一是設立代表處，二是設立獨資營業性分支機構，三是成立合資銀行機構，四是股權投資，五是與中國銀行業機構開展業務合作。特別是近幾年我國銀行領域出現了一波比較壯觀的外資銀行參股中資銀行的景象，據不完全統計，目前共有22家外資銀行通過不同的形式參股17家中資銀行，參股總資本占我國銀行業總資本的15％。僅僅在2005年的四個月里，就有多達130億美元的外國資金投入中國銀行業。
2002年至今，外資銀行進入加速發展期，在華外資銀行增加了52家，營業性機構達到225家，已有105家外資銀行機構獲準在中國25個城市經營人民幣業務，并且61家獲準經營中資企業人民幣業務。資產增長了1．08倍，截至2005年8月巳達815億美元，約占中國銀行業金融機構資產總額的2％。外資銀行已成為中國銀行業的重要組成部分。從目前來看，外資銀行進入以后我國銀行業市場格局沒有明顯變化，但我們不可忽視其發展在后WTO時期可能對我國銀行業市場產生的重大影響。
二、后WTO時期我國銀行業市場格局變化趨勢
(一)我國銀行業市場的國際化程度將會明顯提高
經過20多年的改革開放，我國銀行業市場已經徹底改變了單一的國有獨資銀行一統天下的格局，不僅新增設立了股份制銀行、成立了城市商業銀行和農村商業銀行，而且還引進了大量的外資銀行，設立了中外合資銀行 在股份制銀行中，其資個構成也不再是單一的同內資本，還引進了國外資本，尤其是配合我國國有銀行的改革，中國銀行、中國建設銀行和中國上商銀行都引進了國外戰略投資者，計多銀行的高級經營管理層都有外資銀行的代表，銀行業市場涌現了許多國際金融市場上才有的金融服務和金融產品：可以預見，外資銀行在華設立的營業性分支機構、入股國內商業銀行的資金、與中資銀行的合作領域和范圍、業務開拓領域和規模、新型金融服務和金融產品、高層次銀行經營管理人才的派出等都將大幅提速，從而大人提高我國銀行業市場的國際化程度：這無疑會極大地推動我國經濟的國際化進程，增強我國銀行業整體的國際競爭力。
(一)我國銀行體系將更趨穩健
在單一的國有銀行股權格局下，法人治理結構不健全，決策，執行和監督程序不完善，而且基本上所有的銀行經營都具有高度同質性，都處于政府的保護之下，經營壓力明顯不足，競爭效率喪失，所有商業銀行的經營狀況可能會跟隨經濟周期的波動而波動，抵御風險的能力偏弱；銀行業對外開放以后，這種狀況將會有重大變化-外資銀行的進入，并不一定會出現有人聽想像的我國銀行業將不堪一擊，我們認為，恰恰相反。銀行業對外開放，在我國銀行體系中增加了更多的國際化元素，市場參與主體的增加，競爭效率將會逐步顯現，會分擔來自不同領域的風險因素，減輕政府挽救危機銀行支付成本的壓力。同時，外資銀行進入以后，會產生巨大的示范引導效應，推動我國銀行改革和經營管理能力的提高，這無疑將大大提高整個銀行體系的穩健性，有利于整個銀行體系的健康發展：
(三)外資銀行進入我國的方式將呈現多元化趨勢并會做戰略調整
從過去20多年外資金融機構在我國的發展歷程看，外資銀行進入我國銀行業市場的方式是多元化的。但是我們應該清醒地認識到，外資銀行進入我國銀行業市場不可能仍然按照原來的方式有節律地進入，其進入的重點可能發生一此變化。應該說外資銀行進入我國銀行業市場以后，對我國銀行業市場環境逐步熟悉，摸索出了一些經驗，必然會按照外資銀行的整體發展戰略做出相應的調整、外資銀行入股我國商業銀行只能是階段性的戰略投資，其經營重心仍然只能在自己的在華分支機構上 根據普華永道會計師事務所2005年10月的一份調查報告分析，外資銀行進入中國的策略已經悄然發生變化。他們從2005年3月開始，對進入中國內地市場的35家外資銀行進行了調查，雖然外資銀行對中國市場充滿了信心，但是以什么方式進入中國做出了比較明確的答案，調查結果顯示，“自我發
展”為首要戰略擴張手段，其次是與內地的商業銀行建立合資股份公司，與四大國有銀行的“伙伴戰略”僅位列第三，并被認為僅是近期內較為重要的選擇。所以，我們不能僅僅看到近期外資銀行的入股浪潮，還應看到后WTO時期其可能發生的變化。
(四)我國銀行業市場競爭將更加激烈，市場份額將重新劃分
以國有商業銀行為基礎改組而成的新型股份制銀行仍然是我國銀行業的主體，屬于大型銀行類別，仍舊會占據壟斷地位。一些股份制銀行(尤其是有外資參股的股份制銀行)也將會有一個比較好的發展時期，這類中型銀行變化不大。小型股份制銀行和絕大多數城市商業銀行的經營顯得比較困難。外資銀行將是一個重要的市場力量而不可忽視。外資銀行的進入無疑增加了新的競爭因素，包括新的市場競爭者的加入、含有外資股份的國內商業銀行競爭力的提高、國內其他商業銀行的發展等：同時我們不可忽視的是，我國銀行業全面開放的日期已臨近，外資銀行的經營地域和業務經營范圍都將有更多的選擇，可預見的是中、外資銀行的競爭會是全方位的。因此我國銀行業的市場份額必然將被重新劃分，外資銀行的市場份額會有一個明顯增長期。從已有的信息我們發現，外資銀行的人民幣業務的市場份額相比外匯業務可能有一個顯著提高(比如在上誨的外資銀行2006年亡半年，人民幣貸款增長額占本外幣貸款增加額的七成左右)，外資銀行的贏利渠道不可能主要依靠傳統的存、貸款利差，而將會依靠強大的產品創新能力在中司業務方面實現突破，針對個人客戶的高端理財服務會占據相當大的份額：我們已經注意到，外資銀行加快了人民幣衍生業務發展的步伐，目前上海已有21家外資銀行推出人民幣衍生產品，有7家外資銀行向上海銀監局遞交了代客境外理財，4家外資銀行遞交了代客境外理財托管業務。此外，外資銀行還加大了包括保險托管、基金托管和保險等中間業務的開發力度。另有3家外資銀行獲準開辦網上銀行業務。這種發展態勢并不意味著中資銀行的絕對衰退，而是整個銀行業的發展會隨著我國經濟的發展將把我國銀行業市場這塊“蛋糕”越做越大，只是市場份額的占比發生了變化。
(五)外資銀行進入我國的步伐將會根據我國經濟發展的波動和其全球發展戰略進行適當調整，不可能持續快速大幅度地擴大
外資銀行進入我國銀行業市場是一個必然的發展趨勢。我們估計在前期出現以后，近期不會再持續快速增加，會有一個相對平衡期。因為我國銀行業市場盡管在迅速擴大，但是市場畢竟是有限增長，銀行業的發展也會隨著我國經濟發展的周期而出現波動，而幾外資銀行的發展，并不是只盯著中國一個市場，其眼光是全球市場，哪里有贏利機會就會將資本和業務重心投向哪里。根據銀行業經營贏利周期的規律看，一般是從虧損開始，然后過渡到持平、逐步贏利到贏利穩定期，最后進入困難期。具有敏銳戰略眼光的投資者，當其經營進入穩定期的時候就已經開始考慮投資經營的轉向了。所以說，投資者是不可能死守一個市場的。已經進入我國的外資銀行，經過多年的奮斗，其經營已逐步進入了贏利期，只不過還沒有達到收回全部投資的時候。所以最近若千年，外資銀行在我國仍然會有一個相對快的發展時期．但是不可能持續。我們應該準確判斷銀行業發展趨勢，跟蹤分析投資者的行為變化，及時調整監管策略，以保證我國銀行業市場的平穩發展。
(六)外資銀行進入我國銀行業市場將會有一個戰略布局和調整期
外資銀行經營的地域范圍限制、業務種類限制和投資資本額的限制是我國銀行監管當局的一個重要武器，其目的是保證我國銀行體系的穩定，發展民族銀行業。在我國銀行業對外開放政策有節奏的控制下，外資銀行進入我國，一般都是在我國經濟比較發達的東南沿海地區和沿江中心城市。我們發現，外資銀行在這些地區的機構、投資入股的商業銀行所在地、業務開展重心以及業務合作伙伴基本上都聚集在這些地方，尤其是上海、北京、深圳等地。根據一般發展規律推測，外資銀行一旦完成在東南沿海和經濟發達地區的布局以后，可能會將重心向東北及內陸地區擴展，可能會將在我國投資的各種機構進行重新整合。特別應該注意的是，外資銀行在我國大型銀行和中型股份制銀行的投資布局完成以后，下一個目標有可能是條件比較好的城市商業銀行，對此，國內商業銀行和監管當局應有充分準備。
三、政策建議
我國銀行業市場引進外資銀行是我國整個經濟體制改革的一個重要步驟和環節，是一個長期的國家政策，而非單一的銀行改革措施。外資銀行進入以后對我國銀行業市場的影響將是全面而深刻的，對此我們要有清醒的認識和準備充分的應對政策。
(一)向外資銀行開放應該堅持循序漸進的政策
從中國銀行業對外開放的過程可看出，中國銀行業的對外開放是漸近式的、分階段進行的，始終在國家嚴格控制下有序進行：這是保證對外開放政策取得成功的一條基本經驗。主要步驟是：首先是允許外資銀行在華設立代表處；其次是允許設立營業性經營機構，而且設立門檻很高，審批極為嚴格；再次是逐步放開經營業務范圍和地域，先是外匯業務，然后是人民幣業務，先是公司業務，后是個人業務，先在經濟特區，后擴大到沿海開放城市，再擴大到內地中心城市。這種改革思路不能變，不能因為外資投資意愿強烈而放松原則。當然我們也要注意，在后WTO時期，應盡可能充分利用WTO的規則，避免過度的行政控制可能引起的貿易摩擦和糾紛。
(二)進一步完善法律法規，加強對外資銀行的監管
在銀行業對外開放過程中，我國金融管理部門出臺了許多對外資銀行市場準入、業務經營等方面的管理法規和條例，既保證了銀行業對外開放的順利推進，又限制了推進的速度、廣度和深度。法律、法規的及時跟進保證了改革的穩定性：我們需要注意的是，外資銀行進入我國的速度非常快，對我國銀行業市場、銀行業結構、銀行業監管及貨幣政策傳導等許多方面都帶來了許多未預見的影響，對此我們應該提前做好必要的準備，進一步完善法律、法規。中國人民銀行和銀行業監督管理委員會應該通力合作，加強日常檢查、監督管理，監測其資金流量、流向和結構變化，利用各種政策工具引導其行為，將外資銀行納入我國貨幣政策傳導體系，以充分發揮外資銀行的積極作用，保證我國金融業的穩健運行。
(三)引進外資銀行應把握好尺度
我們應認識到銀行業在國民經濟中具有特殊的地位，關系到經濟安全和政治安全，社會主義市場經濟體制下的經濟金融控制權不能落在外資手上。國外也有類似的做法。比如根據新加坡銀行法規規定，如果一家銀行的控制權在外國政府或政府機構手里，新加坡政府就不會批準這家銀行在新加坡開展銀行業務。美國政府雖然標榜是完全的自由經濟，但是對于一些自認為有可能損害國家利益的行業(如金融、石油、IT行業等)對外資仍然設置了重重障礙，對國內企業實行保護。因此對外資銀行進入我國銀行業市場應該把握好一定的尺度。對外資銀行的入股比例、人股條件、引進外資銀行的標準需要進一步明確和規范，應確保我國大型銀行(國有商業銀行)的控制權不落入外資手中，國家應掌握大銀行的絕對控股權，必要的時候也可采取措施適當放慢引進外資銀行的速度和規模。今后應鼓勵外資銀行向東北和西部投資。對于已經進入的外資銀行，應該實現中外資銀行的平等對待，取消外資銀行的超國民待遇，同股同利，同樣的稅收政策和股利分配政策。
(四)密切關注外資銀行進入以后的不平等競爭
第4篇：氣候變化趨勢范文
1．1分析方法
在氣候干濕變化的研究中，國內外學者定義了多種適用于不同尺度的指數作為干濕氣候的區劃指標［18］．這些指標以不同類型的濕潤指數或干燥指數最為常見，二者并無本質差別，濕潤指數是降水量與同期潛在蒸散量之比．鑒于潛在蒸散量目前以FAOPenman－Monteith公式精度最高，且正在不斷得到運用，因此本文分析氣候干濕變化借鑒毛飛定義的濕潤指數作為研究氣候干濕變化程度的指標，濕潤指數大（小）表示氣候相對濕潤（干燥）。對濕潤指數總體變化趨勢的統計分析采用趨勢系數和氣候傾向率［20］．對濕潤指數變化趨勢和突變點的檢驗采用Mann－Kendall方法（M－K法）．M－K法是一種非參數檢驗方法，變量可以不具有正態分布特征．M－K法趨勢檢驗的基本原理在于將原始時間序列數據進行重新構建得到新的時間序列數據，將新時間序列數據進行標準化后得到標準值，將標準值與給定顯著性水平下的臨界值（0．05的顯著性水平下臨界值為±1．96）相比較，超過臨界值則稱變化趨勢顯著，在臨界值之內則稱變化趨勢不顯著．M－K法具體的過程和公式可以參考文獻［21］．
1．2數據及來源
由于FAOPenman－Monteith公式中的土壤熱通量、參考作物表層熱輻射、干濕表常數、飽和水汽壓和實際水汽壓等指標可以由氣溫、濕度、風速和日照時數等指標推算出來，且搜集難度較大，因此搜集的氣象資料有四川盆地18個站點1955－2009年逐月平均降水、平均最高氣溫、平均最低氣溫、平均氣溫、平均相對濕度、風速和日照時數．資料來源于中國氣象局國家氣象信息中心網站提供的《中國地面國際交換站氣候資料月值數據集》．
2結果與分析
2．1干濕氣候變化的總體趨勢
18個站點中，都江堰、綿陽、樂山、成都和宜賓，其濕潤指數的趨勢系數和傾向率為負，且都通過0．05的顯著性檢驗，濕潤指數的變化趨勢為顯著的下降趨勢，氣候在不斷變干；與此相反，達州和沙坪壩兩站其濕潤指數的趨勢系數和傾向率為正，且通過0．1或0．05的顯著性檢驗，濕潤指數的變化趨勢為顯著上升，氣候在不斷變濕；廣元、巴中、遂寧、內江、梁平、雅安和瀘州，其濕潤指數的趨勢系數和傾向率為負，而萬源、高坪區、萬州和奉節，其濕潤指數的趨勢系數和傾向率為正，但均未通過顯著性檢驗，說明濕潤指數的變化趨勢不明顯．這些結果表明，四川盆地干濕氣候的總體變化趨勢并不明顯，沒有顯著的變干或變濕趨勢．
2．2各階段干濕氣候變化的趨勢檢驗
M－K法趨勢及突變檢驗的結果顯示，都江堰、宜賓、成都在20世紀60年代有過短暫的相對變濕趨勢，其余大多數時段都處于相對變干趨勢，并且在21世紀后邊干趨勢變得顯著，成都存在突變現象，突變時間為1997年（圖1a）；綿陽、廣元、內江基本上都處于一個相對變干的趨勢，內江在70－80年代變干趨勢顯著，綿陽90年代以后變干趨勢超過了0．05的顯著性水平，并且存在突變現象，突變的時間為1993年（圖1b）；樂山在60年代后氣候變化為相對變干趨勢，70年代和2005年后相對變干趨勢達到顯著水平，70年代的相對變干趨勢還存在一個突變現象，突變時間為1966年（圖1c）；與都江堰、綿陽、成都和宜賓不同，達州和沙坪壩在60年代中后期一直呈現一種相對變濕的趨勢，只是這種趨勢并不顯著，只有少數年份超過了0．05的顯著性水平，同時也未出現突變現象（圖1d）．其他站點的氣候變化交替出現相對變干和變濕的趨勢，但變化趨勢并不顯著．M－K法趨勢檢驗結果與趨勢系數和傾向率反映的結果有較好的一致性，證明四川盆地干濕氣候變化的趨勢是可信的．趨勢檢驗結果表明在不同年代的氣候變化趨勢上，以都江堰、綿陽、成都等站點為代表的四川盆地西部地區在60年代后氣開始呈現變干趨勢，而以達州、沙坪壩為代表的東部地區則呈變一種濕趨勢，只是不同站點在不同階段變化趨勢稍有差異。
2．3干濕氣候分布趨勢
將各站點的氣候濕潤指數進行多年平均，采用反距離權重法通過ArcGIS9．3軟件繪制得到四川盆地干濕氣候分布圖（圖2）．圖2顯示，雅安為四川盆地的相對濕潤中心，其濕潤指數的多年平均值在18個站點中處于最高值，為1．95；而廣元、綿陽和奉節則成為四川盆地的相對干燥中心，其濕潤指數的多年平均值分別為0．97、1．05和1．06．以廣元、綿陽、奉節為中心，成都、內江、遂寧、高坪區，沙坪壩等構成四川盆地的相對干燥區域，但與青藏高原等區域相比，這一區域任然較為濕潤［10］．同樣的方法，將各站點氣候變化的趨勢系數利用反距離權重法進行空間插值，插值結果（圖3）顯示，綿陽、都江堰、成都、樂山和宜賓為四川盆地氣候變干趨勢的中心，四川盆地由西到東，氣候變化趨勢由變干逐漸轉為變濕，達州和沙坪壩成為氣候變濕趨勢的中心．不過，氣候的干濕差異并不顯著．
2．4影響干濕氣候的氣象要素
干濕氣候受降水和潛在蒸散的影響，而潛在蒸散受太陽輻射、溫度、風速和水汽壓等氣象要素的影響．學者的研究結果表明我國西南地區潛在蒸散發對太陽輻射的變化最敏感［22］．而在無直接太陽輻射資料的情況下，氣溫和日照可以較好地反映太陽輻射的變化，有研究結果表明我國西南地區潛在蒸散量主要受日照時數的影響［23］．因此，本文對濕潤指數和降水、溫度、日照時數進行了偏相關分析，結果顯示（圖表略）濕潤指數和降水、日照時數的相關性最顯著，全部站點數據都通過了0．05％的顯著性檢驗，其中與降水的相關性為正相關，而與日照時數的相關性為負相關；大部分站點的濕潤指數與氣溫呈現顯著的相關性，只有雅安、樂山、廣元、巴中、南充、梁平和沙坪壩等站點的濕潤指數與氣溫沒有呈現出相關性．因此，影響四川盆地干濕氣候變化的主要氣象要素是降水量和日照時數，其次是氣溫．四川盆地西部降水一直呈下降趨勢［16］，而氣溫卻呈上升趨勢［17］，由此導致四川西部氣候逐漸趨于變干。
3結論與討論
第5篇：氣候變化趨勢范文
【關鍵詞】降水量；降水日數；季節變化；最大降水量
一、引言
安陽位于河南省的最北部，地處晉、冀、豫三省交匯處，面積7413平方千米，人口542萬，轄1市5縣4區，中國古都之一。西依太行山脈與山西接壤，北隔漳河與河北省邯鄲市相望，東與濮陽市毗鄰，南與鶴壁、新鄉連接。西部為山區，東部為平原。安陽資源充足，有豐富的農副產品資源和礦產資源。東部平原是全國優質糧油棉生產基地，被譽為“豫北糧倉”。安陽的氣候為典型的暖溫帶半濕潤大陸性季風氣候，氣候溫和，四季分明，日照充足，雨量適中，春季溫暖，夏季炎熱多雨，秋季涼爽，冬季寒冷干燥，歷年平均氣溫12-13.7℃。極端最高氣溫40.8℃，極端最低氣溫-17．4℃。全年平均氣壓1001.5毫巴。全年降雨量為606.1毫米。本文利用河南安陽（站號53898）1951~2010年的氣象資料，分析了降水的氣候變化特征。此研究有利于對河南安陽的農業氣候及防災減災提供了科學依據。
二、材料和方法
本文使用1951~2010年河南安陽（站號53898）的氣象資料。數據由各省上報的全國地面月報信息化文件根據《全國地面氣候資料（1961~1990）統計方法》及《地面氣象觀測規范》有關規定，進行整編統計而得。數據集為中國194個基本、基準地面氣象觀測站1971~2000年,數據集包括氣溫、氣壓、降水、水汽壓、云、天氣現象、蒸發、積雪、風、地面溫度、凍土、日照等13個要素的數據，文件類型為ASCII碼文件。分析時采用了回歸擬合和統計分析方法。
三、分析結果
1.河南安陽1951~2010年降水的年變化特征
降水的年變化是指一個地區年與年之間的降水的實際分配情況。降水的年變化是一個地區降水氣候變化特征的重要方面。中國大多數地區降水量年際變化較大。具體而言，一多雨區年際變化幅度相對較小，而少雨區的年際變化幅度相對較大；沿海和內陸相比，沿海地區年際變化幅度相對較小，而內陸地區降水的年際變化幅度相對較大。圖1給出了河南安陽1951~2010年降水的年變化。從圖1可以發現，河南安陽的年降水變化幅度相對較大。在降水較少的年份，其年降水值不足300毫米。典型如1965年和1986年，其年降水分別為271.9mm和275.7mm；在降水較大的年份，降水能超過1000mm。典型年份如1963年降水量高達1182.2mm。安陽的最大降水量是最小降水量的大約五倍。整體上來看，河南安陽近60年來的降水呈逐年減少的趨勢。其變化趨勢可以用對數方程y = -38.252Ln(x) + 699.22進行擬合。事實上，降水減少是全球氣候變暖背景下，一個整體的變化趨勢。20世紀80年代以來，隨著人類活動的增加、車輛礦物燃燒等溫室氣體的排放，加劇了區域氣候的變化。另外，河南安陽地區的降水，尤其是夏季降水的產生，與冷空氣的活動關系密切。隨著貝加爾湖附近冷空氣的不斷南下，與河南本地或者河南南部上來的暖濕空氣在安陽交匯，即會在安陽附近產生比較明顯的降水。最近有研究表明，近幾十年來在巴爾喀什湖以東到貝加爾湖以南一線的高空環流發生了顯著的變化。氣候平均分析表明，大氣環流在這一帶形成了一座隆起的“高地”，冷空氣被迫繞道而行，從而使到達河南附近的冷空氣勢力逐年減小，因此降水相對較少，形成逐年減少的變化趨勢。
2.河南安陽1951~2010年降水的季節變化特征
為進一步分析河南安陽降水逐年減少的具體情況，對降水分季節進行了統計分析。圖2給出了河南安陽1951~2010年各季節降水的變化。從圖2可以看出，河南安陽各季節的降水變化趨勢并不一致。其中春季降水（圖2a）變換較為平緩，與全年降水變化趨勢相反，春季降水呈增加的變化趨勢，但增加幅度較小。春季降水可以用對數方程y = 2.0997Ln(x) + 76.994進行擬合；圖2b給出夏季降水的變化趨勢。從圖中可以發現，夏季降水變化幅度相對較大，其降水呈現逐年減少的變化趨勢。夏季降水可以用對數方程y = -32.527Ln(x) + 470.79來擬合；圖2c給出了秋季降水的變化趨勢。從圖2c可以看出，其秋季降水也逐年減少，但減少的幅度要略低于夏季，其變化趨勢可用對數方程y = -7.4417Ln(x) + 131.42進行擬合。圖2d給出了冬季降水的變化趨勢。從圖2d可以發現，冬季降水變化十分平緩，雖然也呈逐年減少的變化趨勢，但幅度最小，其變化用對數方程y = -0.3828Ln(x) + 20.027進行擬合。整體上看，安陽的年降水呈逐年減少的變化趨勢。但一年中的春季降水略微有所增加，其它三個季節的降水逐年減少。其中夏季降水減少的幅度最大，秋季降水減少的幅度次之，冬季降水減少的幅度最小。表1給出了個季節降水的對數擬合方程。
圖3給出了河南安陽1951~2010年降水的月變化特征，表2給出了河南安陽1951~2010年各月降水占全年降水的百分比。從圖中可以看出，河南安陽降水呈現不均勻的分布特征。河南安陽的降水主要分布在7月和8月。7月的降水是全年降水最大的月份，降水量占全年的29.4%；8月為全年降水第二多的月份，降水總量占全年的23.9%。這兩個月的降水量之和超過全年降水總量的一半。6月是全年降水第三多的月份，其降水量占全年總降水的10.3%；5月、9月和10月安陽也有較為明顯的降水，其降水總量分別為7.2%、9.9%和5.7%，其月降水量占全年的百分比超過5%≤月降水量百分比≤10%。其它月份的降水量相對較少。從河南安陽1951-2010年降水的季節變化圖（圖4）可以看出，河南安陽夏季降水比例最大，占全年總量的64%，秋季降水次之，其降水量占全年總量的19%。春季降水占全年的14%，冬季降水最少，其降水總量占全年不到3%。
4.河南安陽1951~2010年降水日數的變化特征 （見圖5）
降水日數是指氣象站觀測有降水的日子。本文中一個降水日所必需測到的最小降水量定為0.1毫米，即當日降水量大于或等于0.1mm，將其定義為一個降水日。圖5給出了河南安陽1951~2010年降水日數的變化。從圖5可以發現，河南安陽的降水日數變化較為復雜。近60年以來，安陽的降水整體呈現“增加―減少―增加”的變化趨勢。從1951年至1961年的10多年時間內，安陽的降水日數增加幅度較大；1960年過后，一直到1985年左右，安陽經歷了一個較長時間的降水減少期；從1980年代中期至2010年左右，降水有一個緩慢增減的變化趨勢。整體上看，安陽的降水呈減少的變化趨勢。其變化趨勢可以用多項式方程y = -3E-05x4 + 0.004x3 - 0.1885x2 + 3.0003x + 65.109進行擬合。降水日數的減少與前述降水量得減少趨勢大體一致。
圖6給出了河南安陽1951!2010年最大降水量的變化特征。從圖中可以看出，安陽近60年來的最大降水量呈現“雙峰雙谷”的變化特征。從1951年至1960年代初期，安陽的的最大降水量緩慢增加；從1960年至1980年左右的近20年時間內，河南安陽的最大降水量逐漸減少；1980年以后一致到2000年左右，安陽的最大降水量進入另一個上升通道，2000年以后安陽的最大降水量開始減少。近60年以來，安陽的最大降水量可以用多項式方程y = -0.0009x4 + 0.1132x3 - 4.3618x2 + 61.713x + 600.58進行擬合。
四、結論
利用1951~2010年河南安陽（站號53898）的氣象資料，分析了安陽降水的氣候變化特征，得出如下主要結論：
1.整體上來看，河南安陽近60年來的降水呈逐年減少的趨勢。其變化趨勢可以用對數方程y = -38.252Ln(x) + 699.22進行擬合。
2.河南安陽夏季降水比例最大，占全年總量的64%，秋季降水次之，其降水量占全年總量的19%。春季降水占全年的14%，冬季降水最少，其降水總量占全年不到3%。7月的降水是全年降水最大的月份，降水量占全年的29.4%。
3.從季節變化來看，一年中的春季降水略微有所增加，其它三個季節的降水逐年減少。其中夏季降水減少的幅度最大，秋季降水減少的幅度次之，冬季降水減少的幅度最小。
4.近60年以來，安陽的降水整體呈現“增加―減少―增加”的變化趨勢。1951年至1961年的10多年時間內，安陽的降水日數增加；從1960-1985年左右，安陽經歷了一個較長時間的降水減少期；從1980年代中期至2010年左右，降水有一個緩慢增減的變化趨勢。其變化趨勢可以用多項式方程y = -3E-05x4 + 0.004x3 - 0.1885x2 + 3.0003x + 65.109進行擬合。
5.安陽近60年來的最大降水量呈現“雙峰雙谷”的變化特征。從1951年至1960年代初期，安陽的的最大降水量緩慢增加；從1960年-1980年左右，河南安陽的最大降水量逐漸減少；1980年以后一致到2000年左右，安陽的最大降水量增加，2000年以后安陽的最大降水量開始減少。
參考文獻：
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第6篇：氣候變化趨勢范文
關鍵詞 農業氣候資源；變化特征；吉林延邊；1961―2015年
中圖分類號 P467 文獻標識碼 A 文章編號 1007-5739（2017）03-0214-01
氣候變化與農業生產關系密切，其產生的影響不容忽視。近年來，氣候變化已經成為全球公認的事實，作物所需的輻射、熱量、水等自然資源在同一地區呈不同程度的增加和減少。多位學者從不同的時間和空間尺度對氣候變化對農業生產的影響進行了研究[1-2]。
1 資料與方法
1.1 區域概況
延邊州地處吉林省東部，中、俄、朝三國交界，面臨日本海，位于北緯41°59′47″～44°30′42″，東經127°27′43″～131°18′33″，面積42 700 km2，耕地面積21.8萬hm2（水田4.3萬hm2，旱田17.5萬hm2）。人均擁有耕地面積0.1 hm2，高于全國和吉林省平均水平。主要糧食作物有水稻、玉米和大豆。
1.2 數據資料
選用的數據為1961―2015年延邊地區8個臺站氣象資料，圖們1976―2015年氣象資料，包括平均氣溫、降水量、日照、初終霜日、≥10 ℃有效積溫等[3-4]。
1.3 分析方法
以延邊地區1961―2015年的氣象要素（每日4次日照、初終霜日、平均氣溫、降水量）為xi值，以年份為ti值，通過一元線性方程擬合分析氣候特征的變化規律，方程如下：
xi=a+bti（i=1，2，…，n）
2 結果與分析
2.1 熱量資源變化
2.1.1 年平均氣溫。通過分析可知，延邊1961―2015年的平均氣溫總體是上升的，其變化趨勢為每10年上升0.27 ℃（P
2.1.2 ≥10 ℃有效積溫。近55年，延邊地區≥10 ℃有效積溫平均值為1 132.3 ℃?d，氣候傾向率為28.0 ℃?d/10年（P
2.1.3 初終霜日變化。通過分析延邊地區1961―2015年初霜日和終霜日的變化發現，這55年間初霜日明顯延后，延后的天數為每10年延后1.66 d（P
2.2 水資源變化
分析發現，延邊地區近55年的年平均降水量為570.1 mm。氣候傾向率0.92 mm/10年（P>0.05）。年降水量最高值是2000年的799.5 mm，最低值是2011年的346.5 mm。
2.3 日照資源變化
延邊地區近55年日照時數呈波動減少趨勢。年平均日照時數為2 312.4 h，氣候傾向率-33.12 h/10年（P
3 結論與討論
延邊地區近55年平均氣溫呈波動中上升趨勢，氣候傾向率為0.27 ℃/10年（P
延邊地區近55年氣溫升高、日照減少等農業氣象資源變化趨勢，必定對農業生產潛力、農業可持續發展造成較大的干擾，但是這種氣候的變化也可以通過一系列措施來減少其負面影響[4]，而如何利用農業氣候變化趨勢，選擇適合延邊地區的農業氣候生產潛力的公式，得出作物生產潛力，進而為政府決策、制定農業發展戰略規劃等提出有價值的建議，有待進一步研究。
4 參考文獻
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第7篇：氣候變化趨勢范文
關鍵詞 作物生長季；氣候變化特征；遼寧大石橋；1963—2012年
中圖分類號 S162.5 文獻標識碼 A 文章編號 1007-5739（2013）14-0235-02
氣候條件是影響農業生產的重要因素之一，近年來全球極端天氣事件頻發[1-6]，給糧食生產帶來不同程度的影響[7-10]。有研究指出，氣候變暖使中國東北、西北地區農作物種植結構發生改變[9]，其中遼寧省存在“氣溫顯著升高，降水、日照減少”的暖干化趨勢[10]。大石橋市是國家確定的綠色食品生產基地和質米生產基地之一，也是國家重要商品糧食基地。因此，研究該地區作物生長季氣候變化特征，可以為調整產業結構等提供參考依據。
1 資料與方法
選取大石橋市地面氣象觀測站1963—2012年4—9月常規氣象觀測資料（氣溫、積溫、降水、日照、凍土、無霜期等）制作距平曲線，運用線性回歸方程y（t）=a0+a1t（其中，y為各要素平均值，t為時間；a為線性趨勢項，a×10表示各要素平均每10年的氣候傾向率），按照世界氣象組織規定的30年（1971—2000年）平均值作為氣候值，分析大石橋市作物生長季的氣候變化特征[11-13]。
2 結果與分析
2.1 氣溫
由圖1可知，近50年大石橋市年平均氣溫與作物生長季平均氣溫變化趨勢基本一致，在波動中均呈增溫的趨勢，氣候傾向率分別為0.436、0.480 ℃/a。生長季平均氣溫在20世紀60—70年代負距平比較多，在1963—1980年間僅有4年為正距平，近50年來的最低值出現在此時段的1976年，為17.7 ℃。80年代之后的負距平逐漸減少，正距平逐漸增多，其中在1997—2012年間僅有1次負距平，近50年來的最大值出現在此時段的2007年，為21.6 ℃。從年代際變化來看，20世紀60、70、80年代的生長際平均氣溫分別為19.0、18.8、19.3 ℃，均低于氣候值（19.4 ℃），20世紀90年代、21世紀00年代明顯上升，分別為20.0、20.8 ℃，分別高于氣候值0.6、1.4 ℃。
2.2 積溫
由圖2可知，近50年大石橋市作物生長季5、10、15 ℃積溫總體均呈增溫趨勢，且變化趨勢基本趨于一致，氣候傾向率分別為83.069、89.420、113.840 ℃/10 a。其中，15 ℃積溫波動幅度較5、10 ℃積溫偏大。從年代際變化來看，20世紀60年代至21世紀00年代5、10、15 ℃積溫呈逐漸遞增態勢，20世紀60—80年代變化平穩，20世紀90年代到21世紀00年代增溫明顯，其中21世紀00年代與20世紀80年代相比，5、10、15 ℃積溫分別增加了269、286、456 ℃。
2.3 降水
由圖3可知，近50年大石橋市作物生長季降水量與年降水量變化趨勢趨于一致，均呈下降的趨勢，平均每10年分別下降9.0、10.7 mm，其中1963—1978年間波動幅度較大，1979—1984年間變化平穩，1985—2009年間下降趨勢較為明顯，2010—2012年間降水明顯增多。近50年生長季降水最少年為2006年，為308 mm，最多年為2010年，為900 mm。
2.4 日照時數
由圖4可知，大石橋市作物生長季日照時數總體呈下降趨勢，平均每10年下降54.6 h，近50年下降273 h。從年際變化來看，1963—1966年間波動較大，1967—1972年間變化平穩，1973—1985年間下降趨勢明顯，之后出現短暫的上升，在1989—1996年間再次明顯下降，經過短暫的振蕩后，進入21世紀又呈下降態勢。
2.5 無霜期
由圖5可知，近50年大石橋市無霜期明顯增多，平均每10年增加9 d，其中1963—1987年間，負距平較多，占76%，1988—2012年間則正距平較多，占88%。尤其是進入21世紀之后，無霜期增加明顯。
2.6 凍土深度
由圖6可知，大石橋市年最大凍土深度在波動中總體呈下降趨勢，平均每10年下降6.3 cm。其中20世紀60—80年代間多數年份高于氣候值（77cm），20世紀90年代、21世紀00年代除個別年份外，大多低于氣候值，尤其是20世紀90年代末至21世紀00年代年最大凍土深度明顯低于氣候值。最大值出現在1969年，為106 cm，最小值出現在2002年、2007年均為49 cm。
3 結論
（1）近50年大石橋市年平均氣溫、作物生長季平均氣溫、5 ℃積溫、10 ℃積溫、15 ℃積溫變化趨勢一致，總體均呈增溫趨勢。
（2）近50年大石橋市作物生長季降水量與年降水量均呈下降的趨勢，平均每10年分別下降9.0、10.7 mm。
（3）近50年大石橋市作物生長季日照時數總體呈下降趨勢，平均每10年下降54.6 h，50年下降273 h。
（4）近50年大石橋市無霜期日數明顯增多，尤其是進入21世紀之后，無霜期日數增加明顯。
（5）近50年大石橋市年最大凍土深度在波動中總體呈下降趨勢，平均每10年下降6.3 cm。最大值出現在1969年，為106 cm，最小值出現在2002、2007年，這2年數值均為49 cm。
4 參考文獻
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第8篇：氣候變化趨勢范文
關鍵詞：ECHAM5模式 海河流域 氣溫 降水量
氣候變化不僅影響著水文、生物和生態系統，還影響著經濟、生活，因此未來氣候變化引起的效應對地區、國家甚至全球的可持續發展具有舉足輕重的重要性[1]。國內已經進行了許多對流域氣候變化及其未來情景預估的研究[2-5]。海河流域位于東經112°-120°，北緯35°-43°之間，包括了北京、天津、河北三省市以及山西、河南、山東、內蒙和遼寧等省區的一部分[6]。流域內人口眾多，工業發達，水資源供需矛盾突出。海河流域水資源問題已進行大量研究[7，8]，但影響海河流域水資源的氣候因素尤其是未來海河流域氣候系統變化特征未見系統分析。本文采用德國馬普氣象研究所提供的ECHAM5模式輸出三種排放情景下2001-2050年溫度和降水數據分析研究了2050年前海河流域氣候變化時空特征，對未來海河流域水資源利用及管理提供一定的參考研究。
1、數據與方法
考慮到觀測和模式數據時間序列的一致性，選用了中國氣象局國家氣象信息中心提供的海河流域29個氣象站溫度與降水的月數據（1961.01-2000.12）分析已觀測的氣候變化時空特征；采用德國馬普氣象研究所提供的ECHAM5模式輸出的未來三種情景下（SRES-A2，A1B，B1）溫度和降水數據（2001.01-2050.）分析了2050年前海河流域氣候變化時空特征。
對氣溫和降水首先進行了趨勢分析，分別計算了各年代相對于1961-1990年平均值的距平，在基礎上用Mann-Kendall非參數統計檢驗方法檢驗了各季節的趨勢變化，最后對氣溫和降水空間趨勢分布進行了計算并插值成圖。
海洋環流模式（ECHAM5/MPI-OM），同時耦合海冰和陸面過程模式，采用較高的模式分辨率對地球系統的未來氣候進行預測，其中大氣模式采用T63的網格，水平網格分辨率為1.875°×1.875°,垂直分31層。新模式更新了可預報的氣溶膠模塊，對云覆蓋重新進行了參數化過程，同時對云里面的冰和水進行了不同的過程處理，大大提高了對降水過程的模擬[9,10]。
Mann-Kendall非參數統計檢驗方法分析，該方法亦稱無分布檢驗，優點是不需要樣本遵從一定的分布，也不受少數異常值的干擾，更適用于類型變量和順序變量，計算比較簡便[11]。空間分布圖則采用ARCMAP中反距離權重法（IDW）插值成圖。
圖1 海河流域及氣象站點示意圖
Fig.1 Meteorological stations in the Haihe River basin
2、模型驗證
本文選擇ECHAM5實驗期1961年1月至2000年12月為模型驗證期，比較了同期模擬數據與觀測數據的差異，比較結果表明：ECHAM5模型對溫度把握較好，觀測到的海河流域年平均溫度為10.3℃，模式模擬海河流域年平均溫度為9.6℃，模式模擬年均溫度比實測年均溫度的標準差低0.01，說明模式很好的把握了年均溫度的年際變率；而對降雨量的模擬不是很好，觀測和模擬的海河流域年平均降水量分別為535mm和835mm，模式模擬年均降水量的標準差比實測年均降水量標準差值大68。此外，年平均溫度和年平均降水量的距平（相對于1971-1990年）符號一致率分別達到55%和52.5%。
計算1961-2000年觀測和模擬年平均溫度和降水量并插值成空間分布圖（圖2）,由圖2可知，模型對溫度和降水的空間分布具有一定的模擬能力。模型能夠一定程度上把握年均溫度由南向北逐漸降低的空間分布特征，也能模擬年降水量由東南向西北逐漸減少的空間格局，但降水量模擬數值差異較大，且觀測年降水量最大值位于海河流域東部地區，而模擬年降水量最大值則位于海河流域西南地區。
可見模式具有一定的模擬能力，尤其是對溫度的模擬較好，在此基礎上分析海河流域未來氣候變化時空特征，具有一定的意義。
圖2 觀測和模擬海河流域年均溫度和降水量空間分布
（a：觀測年均溫度；b：觀測年均降水；c：模擬年均溫度；d：模擬年均降水）
Fig.2 Spatial distribution of annual average temperature and precipitation in the Haihe River basin
(a: observed temperature; b: observed precipitation; c: simulative temperature; d: simulative precipitation)
3、氣候變化時空格局
分析1961-2000年海河流域29站氣溫和降水資料可知：海河流域自1961年來氣溫呈升高趨勢，線性傾向率為0.24℃/10a，80s氣溫開始升高，90s氣溫距平值達到0.6℃；降水的呈減少趨勢，線性傾向率為-23mm/10a，80s降水開始減少，90s降水距平達到-36.7mm（表1）。
表1 1961-2005年海河流域年均溫度和降水距平（相對于1961-1990年均值）
Tab.1 Anomaly of annual temperature and precipitation in the Haihe River basin during 1961-2005 (to average level of 1961-1990)
3.1氣溫變化時空格局
分析ECHAM5模式輸出的三種情景下2001-2050年月降水量和氣溫數據，結果表明：2001年以來，海河流域年平均氣溫三種情景下均呈顯著增加趨勢，其中A1B情景下升溫幅度比較大，線性傾向率達到0.51℃/10a，A2情景下為0.32℃/10a，B1情景下為0.15℃/10a。由表2可知：A2情景下，2010s海河流域處于高溫期，2030s后升溫顯著，其中2040s年均溫度距平值達到1.8℃；A1B情景下，2030s升溫比較顯著，其中2040s年均溫度距平為2.4℃；B1情景下，溫度變化相對緩慢，直到2040s年均溫度距平才達到1.1℃（表2）。
氣溫在三種情景下四季都為升溫趨勢，除A2情景冬季和B1情景春季沒有通過90%置信水平檢驗，其余都通過置信水平檢驗。其中A2情景下，秋季升溫最顯著；A1B情景下，夏季升溫最顯著；B1情景下，夏季升溫最顯著（圖3）。
三種情景下，海河流域全流域升溫趨勢都通過99%置信度水平的MK顯著性檢驗（圖略），可見2050年前，海河流域年均溫度空間分布特征為全流域顯著升溫。
表2 2050年前海河流域年均氣溫距平（相對于1961-2000年均值，單位：℃）
Fig.2 Anomaly of annual temperature in the Haihe River basin during 2001-2050 (to average level of 1961-1990)
圖3 三種情景下2050年前海河流域四季氣溫趨勢MK檢驗（虛線分別代表99%，95%和90%置信度水平）
Fig.3 Mann-kendall test of seasonal temperature under three scenarios in the Haihe River basin during 2001-2050
3.2降水變化時空特征
2050年前海河流域年均降水在A2情景下為減少趨勢，線性傾向率為-16mm/10a，A1B和B1情景下年降水量呈增加趨勢，線性傾向率分別為12mm/10a和25mm/10a。年降水量的年際變化上，A2情景下，2010s、2030s和2040s都為少雨時期，A1B情景下2001-2040年都為少雨時期，只有2040s為多雨時期，年降水距平值為30.3mm，B1情景下，2010年以后都未多雨期，其中2040s年均降雨距平值為120mm。
表3 2050年前海河流域年均降水距平（相對于1961-2000年均值，單位：mm）
Fig.2 Anomaly of annual precipitation in the Haihe River basin during 2001-2050 (to average level of 1961-1990)
降水的季節變化上，A2情景下，只有冬季降水為上升趨勢，其他三個季節都為減少趨勢，只有夏季減少趨勢通過90%置信度檢驗；A1B情景下，春季和秋季為上升趨勢，也沒有達到置信度水平；B1情景下，四季均為上升趨勢，其中秋季和冬季分別通過95%和90%的置信度檢驗（圖4）。
圖4 三種情景下2050年前海河流域四季降水趨勢MK檢驗(虛線分別代表90%和95%置信度水平)
Fig.4 Mann-kendall test of seasonal precipitation under three scenarios in the Haihe River basin during 2001-2050
年降水量空間變化趨勢為：A2情景下，2050年前海河流域中部地區年降水量呈減少趨勢，且通過置信度檢驗；A1B情景下，海河流域大部年降水量沒有明顯變化趨勢，只有西南一部降水有增加趨勢，且通過了置信度檢驗；B1情景下，海河流域降雨增加趨勢明顯，主要集中在海河流域西南部，并有由西南向東北逐漸減弱的趨勢。
圖5 三種情景下2050年前海河流域年降水趨勢MK檢驗 （a：A2情景；b：A1B情景；c：B1情景）
Fig.5 Mann-kendall test of annual precipitation under three scenarios in the Haihe River basin during 2001-2050 (a: SRES-A2; b: SRES-A1B; c: SRES-B1)
4、結論
通過對海河流域1961-2000年觀測氣溫和降水月數據及ECHAM5模式輸出1961-2050年氣溫和降水月數據的分析，得出海河流域2050年前氣溫和降水的時空變化特征，主要結論如下：
海河流域氣溫持續觀測到的升高趨勢，未來三種情景下氣溫仍然保持升高趨勢，其中A1B情景下升溫比較顯著；季節變化上，A2情景下秋季升溫最顯著，A1B和B1情景下夏季升溫最顯著；空間變化上海河流域表現為全流域一致性的升溫趨勢，且都通過了顯著性檢驗。
A2情景下海河流域降水量變化持續觀測到的減少趨勢，但A1B和B1情景下降水量呈增加趨勢，且B1情景下增加趨勢比較明顯；季節分配上，A2情景下，只有冬季降水呈微弱增加趨勢，但沒有通過顯著性檢驗，A1B情景下春秋降水為增加趨勢，也沒有通過顯著性檢驗，B1情景下，秋季降水增加顯著，且通過了90%的顯著性檢驗，B1情景下，四季降水均為增加趨勢，其中秋冬季節通過了顯著性檢驗；空間分布上，A2情景下海河流域中部地區呈現明顯的降水減少趨勢，B1情景下西南地區降水呈明顯增加趨勢。
未來海河流域全流域升溫顯著而降雨增加并不明顯且只有在B1情景下南部區域降雨有增加，隨著海河流域人口增多，社會經濟發展，對水資源的需求越來越大，海河流域水資源供需矛盾可能進一步擴大。
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第9篇：氣候變化趨勢范文
關鍵詞 氣候；變化趨勢；陜西戶縣；1959―2014年
中圖分類號 P467 文獻標識碼 A 文章編號 1007-5739（2016）02-0245-02
氣候是大氣物理特征的長期平均狀態，是該時段各種天氣過程的綜合表現。全球氣候變化不僅影響人類生存環境，也將影響世界經濟發展和社會進步[1]。氣候變化對我國的自然生態系統和社會經濟部門已產生了明顯影響，這種影響有正面的，也有負面的。但大多數是負面的，應當引起有關部門和地方的注意[2]。了解一個地區的氣候資源變化是保證當地農業生產的基礎。該文利用戶縣1959―2014年氣象資料，對氣候變化進行分析，為農業生產提供科學的決策依據。
1 資料與方法
戶縣地處關中平原南部，南依秦嶺與安康市寧陜縣以秦嶺分水；北臨渭水，同咸陽興平市隔河相望；東接長安縣，以灃水相隔；西連周至縣，以白馬河為界。總面積1 255 km2，其中平原面積占總面積的47%。縣城地理坐標為北緯34°06′35″，東經108°35′56″，海拔418 m。氣候屬暖溫帶半濕潤大陸性季風氣候，四季冷暖干濕分明，光熱水資源豐富，雨熱同期，是適宜農業生產和多種經營的地區[3]。
本文選用戶縣氣象站的氣溫、降水、日照、無霜期等常規氣象觀測資料數據，對各要素的年、季、月變化特征進行統計回歸分析。
戶縣四季劃分：春季3―5月，夏季6―8月，秋季9―11月，冬季12月至次年2月。
2 結果與分析
2.1 氣溫變化特征
戶縣1959―2014年平均氣溫為13.9 ℃，極端最高氣溫為43.0 ℃，出現在1966年6月21日，極端最低氣溫為-19.0 ℃，出現在1977年1月30日。
2.1.1 年平均氣溫變化特征。戶縣1959―2014年56年間，年平均氣溫總體呈現上升趨勢，分為2個階段：1959―1985年下降，1985―2014年上升。溫度時間序列趨向相關系數為0.708，概率0.000，通過了檢驗，說明氣溫與年份呈顯著相關。關系式為Y=0.033x-51.869。
2.1.2 月平均氣溫變化特征。戶縣地區56年平均氣溫為13.9 ℃，全年的月平均氣溫變化顯著，1月平均氣溫最低為0.1 ℃，7月氣溫最高，月平均氣溫可達26.9 ℃。春季8.7～20.0 ℃；夏季氣溫較高，為25.3～26.9 ℃；秋季7.3～19.8 ℃；冬季氣溫較低，為0.1～3.2 ℃。春秋季氣溫變化幅度較大，升降溫速度快。
2.1.3 季平均氣溫變化特征。戶縣四季分明，氣溫變化較大，夏季炎熱，冬季寒冷。1959―2014年春季平均氣溫為14.6 ℃，其中平均氣溫最高是16.9 ℃，出現在2000年、2006年、2009年；最低的是12.7 ℃，出現在1970、1976年。夏季平均氣溫為25.8 ℃，其中平均最高的是27.7 ℃，出現在2013年；最低的是22.7 ℃，出現在1976年。秋季平均氣溫為13.8 ℃，其中最高的是16.0 ℃，出現在2013年；最低的是12.1 ℃，出現在1981年。冬季平均氣溫為1.6 ℃，其中最高的是3.9 ℃，出現在1999年；最低的是-1.3 ℃，出現在1969年。
春季、秋季、冬季平均氣溫與年份序列關系為的線性關系，方程為：
Y春=0.056x-96.062，相關系數0.715，概率0.000
Y秋=0.032x-49.267，相關系數0.597，概率0.000
Y冬=0.037x-71.257，相關系數0.543，概率0.000
說明戶縣1959―2014年56年間春、秋、冬季氣溫均呈現出上升的趨勢，其中春季氣溫上升最為顯著，其次為冬季，秋季氣溫上升相對緩和。春季升溫對年平均氣溫上升貢獻最大。夏季氣溫變化趨勢不明顯。
2.1.4 最冷月、最熱月氣溫變化特征。戶縣地區7月氣溫變化不明顯，1月略升高。
年最冷月1月、最熱月7月的月平均氣溫與年份線性關系式為：
Y1=0.022x-43.922，相關系數0.285，概率0.000
Y7=0.013x+0.352，相關系數0.189，概率0.189
可以看出，1月關系式通過了檢驗，7月未通過檢驗。這說明戶縣地區最冷月氣溫變化明顯，呈現變暖趨勢；最熱月氣溫無趨勢性變化。
2.2 降水變化特征
2.2.1 年降水量變化特征。戶縣1959―2014年年平均降水量為626.3 mm，其中最高年降水量為1 033.9 mm，出現在1983年，最低降水量為377.1 mm，出現在1997年，最高年降水量是最低年降水量的2.74倍。年降水量隨年份呈現波動性減少的趨勢。
經過相關性分析，線性相關系數0.024，概率0.862，未通過檢驗。說明戶縣地區1959―2014年年降水量無趨勢變化。
2.2.2 月降水量變化特征。戶縣1959―2014年各月平均降水量差異較大，分布很不均勻，降水主要集中在7―9月，總量297.1 mm，這3個月的降水量占全年平均降水量的46.7%，其中9月平均降水量最多，為114.5 mm，占全年的18.0%，而1月、12月降水量最少，分別只有6.6、5.9 mm，分別占全年的1.0%、0.9%。
2.2.3 季降水量變化特征。戶縣地區四季降水不均勻，夏秋季多，春季較少，冬季最少。戶縣1959―2014年春季平均降水量為149.0 mm，最多的為295.8 mm，出現在1987年；最少的為61.4 mm，出現在2000年；夏季平均降水量為245.7 mm，最多的為454.6 mm，出現在2007年，最少的為68.1 mm，出現在1997年；秋季平均降水量為206.9 mm，最多的為470.4 mm，出現在2011年，最少的為76.1 mm，出現在1998年；冬季平均降水量為24.7 mm，最多的為85.2 mm，出現在1989年；最少的為1.9 mm，出現在1999年。
春季降水量與年份的線性相關系數0.346，概率0.009，通過檢驗。線性方程為y=-1.162x+2 460.346。說明戶縣1959―2014年春季的降水有減少趨勢。
夏季、秋季、冬季降水量與年份相關系數分別為0.252、0.069、0.044，概率依次為0.061、0.615、0.749，大于0.05，未通過檢驗。說明這3季降水量變化趨勢不明顯。
2.3 日照變化特征
2.3.1 年日照變化特征。戶縣1961―2014年54年平均日照時數為1 882.3 h，其中日照時數最多為2 284.5 h，出現在1962年；日照時數最少為1 097.6 h，出現在1996年。戶縣日照時數變化較大，可分為3個時期，其中1961―1978年、2001―2014年2個時期日照時數大于1978―2001年。
日照時數與年份的相關系數為0.035，概率0.800，未通過檢驗。說明戶縣地區近54年日照時數變化趨勢不明顯。
2.3.2 月、季日照變化特征。戶縣日照的月平均日照時數156.9 h，4―8月高于平均數，為166.0～205.7 h。其中 6月日照最為充足（205.7 h）；其他各月低于平均數，在119.8～150.3 h。其中2月最少，僅為119.8 h。
戶縣季平均日照時數為470.6 h。春、夏季高于季平均值，分別為509.4、593.2 h。夏季日照時數有所增加，是全年日照時數最多的季節。秋季受華西秋雨影響，多連陰雨天氣，降水增多，日照時數迅速減少為394.1 h。冬季日照時數最少為385.6 h。
2.4 無霜期變化特征
戶縣地區1960―2014年無霜期延長明顯。
經回歸相關性分析，無霜期與年份的線性相關系數為0.553，概率0.000，通過檢驗。方程為y=0.548x-862.388。
3 結論
（1）戶縣1959―2014年的年平均氣溫呈波動性上升趨勢，升溫趨勢明顯。春、秋、冬3季平均氣溫均呈上升趨勢，其中春季氣溫上升最為顯著，其次是冬季，秋季相對緩和。春季升溫趨勢最為明顯，對年平均氣溫上升貢獻最大。夏季氣溫變化趨勢不明顯。最冷月1月升溫明顯，冬季有變暖趨勢。最熱月氣溫變化不明顯[4]。
（2）戶縣1959―2014年年降水量無明顯變化。從季節方面看，春季降水減少趨勢明顯。夏季、秋季、冬季降水量均無明顯變化。
（3）戶縣1961―2014年日照時數年際變化較大，總體變化趨勢不明顯。其中春季、夏季日照最為充足，高于季平均值。秋季受華西秋雨影響日照時數減少，與冬季日照時數相當。
（4）戶縣地區1960―2014年無霜期延長明顯。
4 參考文獻
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