Климатические флуктуации стока рек Приморья

 

М. А. Макагонова,

Тихоокеанский институт географии, Владивосток, Россия, mmakagonova@bk.ru

Часто гидрометеорологические изменения про­исходят в виде режимов, а не виде направленных тенденций, в частности, это подтверждается исследо­ваниями атмосферной циркуляции. Ранее нами иссле­дованы некоторые параметры водного баланса малых рек Дальнего Востока и выявлены некоторые тренды [1], для чего произвольно выбрана точка начала нового режима – начало 80-х годов, как наиболее часто упо­минающееся в исследованиях по климатическим изме­нениям. Линейные тренды в рядах данных имеют низ­кий уровень обеспеченности и не отражают истинной картины изменений стока. В частности, при увеличе­нии длины рядов только реки прибрежных водосборов южного и восточного Приморья имеют слабый тренд увеличения стока в летний период. На остальных водо­сборах наблюдается тренд уменьшения.

Для исследования динамики стока рек в теплый период и выявления периодов с разнонаправлен­ными тенденциями использован метод последова­тельного обнаружения сдвига [3]. Данный алгоритм основан на стандартных статистических процедурах. Входными параметрами являются длина выборки ре­жимов l для временного ряда X. Данный параметр по­добен точке отсечки в низкочастотной фильтрации. Также задается уровень значимости р. Определяется разница diff между средними значениями двух режи­мов, которая была бы статистически значима соглас­но тесту Стьюдента:

diff = t√2σl 2/l, (1)

где t – значение распределения Стьюдента с 2l–2 сте­пенями свободы на данном уровне значимости p. Здесь мы предполагаем, что дисперсии для обоих режимов одинаковы и равны средней дисперсии σl 2 для скользя­щего l-летнего осреднения во временном ряду X.

Вычисляем среднее первых l значений ряда Х как оценку для режима R1 и уровней, которые должны быть достигнуты в последующих l годах, чтобы оце­нить сдвиг к режиму R: ¯x + = diff.

2R1R2

Для каждого нового значения, начинающегося с i=l+1, проверяется, больше ли оно, чем R1 + diff, или меньше, чем R1diff. Если значения не превышены, считается, что текущий режим не изменился. В этом случае пересчитывается среднее R1, чтобы включить новое значение xi и l–1 предыдущих значений пере­менной X, и так до следующего значения. Если новое значение превышает R1± diff диапазон, тогда этот год считается возможной начальной точкой j нового ре­жима R2.

После того как точка нового режима найдена, каждое новое значение xi, где i>j, используется, что­бы подтвердить или опровергнуть нулевую гипотезу сдвига режима в году j. Если аномалия имеет тот же самый знак, что и во время сдвига, тем самым воз­растает уверенность, что сдвиг действительно про­изошел. Это изменение в достоверности режимного сдвига при i=j отражается в значении индекса сдвига режима, который представляет кумулятивную сумму нормализованных аномалий:

j+m x*

RSI = ∑ , m = 0, 1, ... l–1 (2)

i,ji=j lσi

Здесь x* = xx¯´ , если сдвиг нарастает, и x* = x¯´ x,

iiR2iR2 i

если сдвиг уменьшается. Разница в среднем значении обнаруженных режимов будет статистически значи­ма по меньшей мере на уровне значимости р. Алго­ритмом предусмотрено вычисление действительного уровня значимости в разнице двух режимов р'. Также вычисляется средневзвешенное значение режимов Rср. Если найденная длина режима меньше заданного l, то такой режим также фиксируется, но уровень зна­чимости будет уменьшаться пропорционально умень­шению l. Алгоритм позволяет вести поиск климати­ческих сдвигов не только в средних значениях, но и дисперсии временных рядов.

Одним из требований алгоритма является отсут­ствие пропусков в рядах наблюдений.

Выбраны десять малых речных бассейнов в При­морском крае, общий период наблюдений за стоком составляет немногим более 50 лет (из доступных дан­ных). Исследовался средний сток за июнь–сентябрь по 2008 год наблюдений. Проведены несколько числен­ных экспериментов на разных уровнях значимости (от 1 до 20%), длина режимов задавалась в 10 и 8 лет.

В таблице 4.2 приведены результаты одного из численных экспериментов по обнаружению сдвига в средних значениях стока.

 

Уровень значимости р = 10%, l = 10

Рис.  4.7. Динамика летне-осеннего стока р. Илистая – с. Ивановка (сплошная линия – линейный тренд, гистограмма – годы сдвига в дисперсии временного ряда и оценка сдвига)

Как показали расчеты, назначение длины l в 10 лет является оптимальным, при уменьшении длины вы­борки на два года обнаруживаются те же режимы при одних и тех же уровнях значимости. Значительные колебания летне-осеннего сто­ка происходят на реках юга Приморья. В частности на реках, берущих начало на окраине Восточно­Маньчжурского нагорья, обнаруживались как ми­нимум три режима стока, сдвиги к разным режимам происходили в середине 80-х и в середине 90-х годов. В годы высокого стока 1985(86)–1993(94) практи­чески ежегодно наблюдался выход тайфунов, чем и обеспечивались высокие значения расходов воды. В работе [1] показано, что данные водосборы относятся к схеме увеличения общего стока за счет его поверх­ностной составляющей. В середине 90-х годов, в бас­сейнах этих рек произошло некоторое уменьшение значений летне-осенних расходов воды, оставаясь все же в среднем выше 25–32% значений первоначально­го режима.

На реках, по данным [1], относящихся к схеме уве­личения летне-осеннего стока за счет его подземной составляющей, значительных сдвигов в режиме сред­него не обнаружено, за исключением рек централь­ного и северного Приморья, для которых уменьшение летних расходов воды в среднем на 24% произошло в 1975–76 годах.

Отметим, что климатический сдвиг в середине 70-х годов зафиксирован для многих природных си­стем Северо-Восточной Азии [4], в частности для летне-осеннего стока сибирских рек также обнаруже­но значительное уменьшение, связанное с особенно­стями атмосферной циркуляции региона.

Для рек юга Дальневосточного региона основ­ным источником влаги в летне-осенний период помимо выхода южных циклонов и тайфунов яв­ляется выход западных циклонов. При исследова­нии основных особенностей летней циркуляции [2] было обнаружено уменьшение интенсивности лет­ней дальневосточной депрессии и смещение ее на север и восток. Причем наиболее интенсивные из­менения отмечаются с 1977 года. Следует отметить, что образование летней депрессии над нижним те­чением Амура обусловливается достижением здесь наибольшей интенсивности циклонов, уменьшение интенсивности депрессии может означать как из­менение интенсивности внетропических циклонов Восточной Азии, так и изменение определенной тра­ектории их смещения. Данный вопрос требует даль­нейших исследований.

Обнаруженный сдвиг в паводочном стоке рек се­верного Приморья в основном синфазен общим зако­номерностям климатических изменений, происходя­щих в северо-восточной Азии.

Для некоторых рек, не имеющих сдвига в средних значениях стока, обнаружены изменения в диспер­сии (таблица здесь не приводится). Помимо 1975–76, 1985–86 годов сдвиг в дисперсии временных рядов от­мечается еще и в 2003 году (рис. 4.7). Для таких водо­сборов отмечается нулевой или слабоотрицательный тренд в средних значениях стока, который отличается малой значимостью.


В заключение отметим, что выявленные годы из­менений режима стока рек демонстрируют связь с общеклиматическими тенденциями. Так или иначе, несмотря на разные природные условия, такие как открытость или защищенность речной долины от основных влагонесущих потоков, гидрогеологические условия и многое другое, направленные тенденции все равно проявляются если не в изменениях самих величин расходов воды, то в изменениях величины и повторяемости паводков.

Можно предположить, что колебания в стоке цен­тральных и северных районов края в общем повто­ряют климатические изменения умеренных широт северо-восточной Азии. Колебания в стоке южных и юго-западных рек, возможно, синфазны колебаниям стока рек субтропической Азии.

Литература

1.        Макагонов М. А. Пространственно-временная дина­мика параметров водообмена малых речных бассей­нов в области восточно-азиатского муссона // Геогр. и природные ресурсы. 2009. № 2. С. 11–20.

2.        Шатилина Т. А., Анжина Г. И. Режимные особенно­сти дальневосточной депрессии во второй половине 20-го века и начале 21-го // Тем. выпуск ДВНИГМИ. 2010. С.51–57.

3.        Rodionov S. N. A sequential algorithm for testing climate regime shifts// Geophys. Res. Lett, v.31, L09204, doi:10.1029/2004GL019448, 2004.

4.        Savelieva N. I., Semiletov I. P., Vasilevskaya L. N., Pugach S. P. A climate shift in seasonal values of meteorological and hydrological parameters for Northeastern Asia// Progress in Oceanography, v.47, 2000, p. 279-297.

 

 

Материалы данного раздела

Фотогалерея

Художник Филус Ирина

Интересные ссылки

Коллекция экологических ссылок

Коллекция экологических ссылок

 

 

Активность на сайте

сортировать по иконкам
2 года 31 неделя назад
YВMIV YВMIV
YВMIV YВMIV аватар
Ядовитая река Белая

Смотрели: 294,488 |

Спасибо, ваш сайт очень полезный!

2 года 34 недели назад
Гость
Гость аватар
Ядовитая река Белая

Смотрели: 294,488 |

Thank you, your site is very useful!

2 года 34 недели назад
Гость
Гость аватар
Ядовитая река Белая

Смотрели: 294,488 |

Спасибо, ваш сайт очень полезный!

3 года 10 недель назад
Евгений Емельянов
Евгений Емельянов аватар
Ядовитая река Белая

Смотрели: 294,488 |

Возможно вас заинтересует информация на этом сайте https://chelyabinsk.trud1.ru/

2 года 34 недели назад
Гость
Гость аватар
Ситуация с эко-форумами в Бразилии

Смотрели: 8,845 |

Спасибо, ваш сайт очень полезный!