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摘 要：本文利用1961—2015年黔西南州8个气象台站的逐月日照时数资料，分析了近55a来黔西南州日照变化特征，发现年日照时数在以-34.6h/10a减少，主要表现在春、夏两季，并且黔西南年日照时数在1983年附近存在明显的突变，由1983年以前的偏多转到1983年以后的减少。
关键词：日照时数；减少；突变
中图分类号：P468.027 文献标识码：A DOI：10.11974/nyyjs.20161033196
引言
日照时数是表示一个地区受太阳照射到地面多少的时数，是太阳辐射最直接的表现，是反应气候变化的重要气象要素之一，日照的长短与人类活动和动植物生长有着密切的关系，同时又受云、雾和空气污染物等诸多因素的影响，随着目前全球气候变化研究的深入，日照时数的变化规律也引起了许多学者的关注，蔡冬梅1研究近 60a大连市日照变化规律及气象条件影响，分析近60a大连市年日照时数总体呈减少趋势，日照时数存在明显的季节差异， 各季日照时数年际变化减少的趋势从大到小依次为秋季> 夏季> 冬季> 春季；郑秀琼等2研究云南省永仁县日照变化规律及日照时间长原因分析，永仁县年日照时数变化趋势在逐渐减小。总之，这些分析结果与全国平均日照时数呈显著下降的趋势是吻合的，在全球气候变化的背景下，黔西南州日照时数也发生了变化，本文利用统计分析方法和突变理论，对黔西南州半个世纪多以来的日照时数变化规律进行分析研究，找出日照时数的变化规律，为今后开发清洁能源，合理布局农业产业和旅游业提供科学依据。
1 资料选取和采用的方法
本文所用资料为黔西南州1961—2015年近55a的日照时数月统计资料。采用线性统计方法，计算黔西南州日照的年、季变化趋势；线性方法，即
n n
a=∑（Ti-T?）（Yi-Y?）/∑（Ti-T?） （1）
i=1 i=1
式中T为时间，Y为日照时数，i为时间序号，n为总时间（单位为年，文中n=55（年）， T?、Y?表示平均，变化趋势a单位为h/a。
日照时数的趋势检验本文主要是采用mann-kendall检验的方法；为了更好说明黔西南州日照的变化，突变检测是采用mann-kendall检验方法和滑动t检验法相结合，滑动t检验法即把一连续的随机变量X分成2个样本集χ1和χ2，让μi、si、ni分别代表χi的平均值、方差和样本长度（i=1，2），其中ni根据需要确定。原假设H0：μ1-μ2=0，定义一统计量为
x1?-x2?
t0= -------- （2）
sp（1/n1 1/n2）1/2）
式中：sp 是联合样本方差
（n1-1） s1 2 （n2-1） s2 2
sp 2=-----------
n1 n2-2
可以证明t0近似（n1 n2-2）分布，出信度α，得到临界值ta，计算t0后，在H0下比较t0与ta，当|t0|>ta时，否定原假设H0，说明其在显著性差异，即序列中存在均值突变现象，当|t0| 2 日照时数的变化特征
2.1 日照时数的年代变化
从图1看，黔西南州日照的年代变化非常明显，20世纪60—80年代日照变化趋势比较稳定，日照时数较多，都高于多年平均值，其中60年代最多，达到1573.2h，比多年平均值多79.8h；从1984年开始出现明显的下降，其中20世纪90年代日照时数最少，仅为1402.3h，比多年平均值减少91.1h，比最多的60年代减少170.9h，21世纪后，黔西南州日照时数出现小幅回升，但仍处于偏少阶段，2000—2015年平均日照时数比多年平均值减少56.3h。
2.2 日照时数的年变化
从图2知：黔西南州近55a的日照时数呈下降趋势，气候倾向率为-34.6h/10a，1961—1983年日照时数高于平均值上的占69.6%，低于平均值占31.4%；1984—2015年32a中，日照时数呈波动性下降，20世纪90年代达到最低值，之后日照时数有小幅度的上升，32a中低于平均值的占63.6%，高于平均值的占35.4%，其中2012年日照时数仅有1191.9h，比多年平均值偏少301.5h；日照时数的年际变幅大，峰值点（1963年）和谷值点（2012年）相差605.4h。
2.3 日照时数的季节变化
黔西南州日照时数的年际变化存在明显的季节差异，由图3、4、5、6知，黔西南州春季（3—5月）、夏季（6—8月）、秋季（9—11月）、冬季（1—2月）除秋季日照时数变化较平稳外，其余各季都与年际变化一致，存在由偏多到偏少的下降趋势，但各季变幅情况各不相同，春季和夏季的日照时数下降幅度要大一点，冬季下降幅度要小一点，春、夏、秋、冬四季的气候倾向率分别为-11.1h/10a、-12.5h/10a、0.1h/10a、-6.6h/10a。各季日照时数变化振幅以夏季最大，为471.2h，冬季振幅最小为272.4h。
利用滑动t检验黔西南州各季日照时数序列的突变。夏季，在1988、1989、1990年，3a均为正值，通过0.01的显著水平检验，极大值出现在1990年，表明夏季日照时数在1990年存在由多变少的明显突变，1990年就是一个突变点；春季1986年和1987年t统计量为正值，通过0.01的显著水平检验，极大值出现在1987年，1987年出现明显的由多到少的突变，1987年就是一个突变点；冬季极大值出现在1993年，也通过0.01的显著水平检验，1993年后日照时数偏少占多数；秋季由于日照时数的变化比较平稳，没有明显的突变点。 3 日照时数的突变分析
为了分析黔西南州日照时数的年度突变，本文采样滑动t检验和mann-kendall检验2种方法分别分析；利用mann-kendall检验，将年日照时数序列利用公式进行统计量s和z分析，得出s=-354，z的绝对值为3.4578，由于s<0，z的绝对值大于2.32，并通过了99%显著检验，说明黔西南州年日照时数存在明显的下降趋势。
根据mann-kendall进行突变检验，计算日照时数顺序序列Sk，并按方程计算UF（k）；计算日照时数逆序序列Sk，并按方程计算UB（k）；取显著性水平α=0.05，临界值U0.05=±1.96，得出图5。
从图7看出，UF（k）曲线在20世纪80年代以来，黔西南州日照时数呈现明显的减少，20世纪80年代中期到21世纪，这种减少趋势更加明显，并且超过α=0.05临界线，甚至超过了α=0.001临界线（±2.56），说明黔西南州年日照时数减少的趋势十分显著；根据和UF（k）和UB（k）两线曲线的交点位置，可以判断20世纪80年代以来年日照时数减少是一突变现象，突变点在1983年前后。为了验证mann-kendall检验到的突变点，对日照时数序列进行滑动t检验，取显著性水平α=0.01，当n1 n2-2=55，ta=2.00575，对年日照时数的平均值的时间序列分别取不同的n1和n2，计算t0，结果指出，当n1=23，n2=32时（即将序列分为1961—1983年和1984—2015年），t0为最大，此时t0=3.78314，远远大于ta，μ1-μ2≠0，表明年日照时数序列在1983年有明显的突变，在1983年附近迅速减少，由1961年以来的正距平占优势的阶段转为1983年以后的年日照负距平占优势的日照阶段。由此，可以认为黔西南州年日照时数在1983年前后的突变是可信的。
4 结论
黔西南州近55a总日照时数正以-34.6h/10a的趋势减少，春、夏、秋、冬各季区域平均日照时数的气候倾向分别为-11.1h/10a、-12.5h/10a、0.1h/10a、-6.6h/10a。各季日照时数均呈减少趋势，以夏季减少最快，春季次之，秋季变化最慢。
黔西南州近55a总日照时数在1983年附近存在突变现象，表现为日照在1961—1983年偏多占69.6%；1984—2015年偏少急剧减少占63.6%，主要因春、夏两季日照的突变引起的，这种突变事实各占具有一致性。
参考文献
[1]黄胜.近50年西宁市日照时数变化规律分析[J].高原气象，2011，30（5）：1422-1425.
[2]李矜霄，何萍，钟瑞，等.近50年云贵高原楚雄市日照时数变化特征及其成因分析[J].高原气象，2014，33（2）：407-412.
[3]张润琼，万汉芸.六盘水近45年日照变化的统计分析[M].四川气象，2004，94（4）：16-20.
作者简介：杨玲（1962-），女，贵州兴义人，工程师，主要从事气象服务及应用气象方面工作。
关键词：日照时数；减少；突变
中图分类号：P468.027 文献标识码：A DOI：10.11974/nyyjs.20161033196
引言
日照时数是表示一个地区受太阳照射到地面多少的时数，是太阳辐射最直接的表现，是反应气候变化的重要气象要素之一，日照的长短与人类活动和动植物生长有着密切的关系，同时又受云、雾和空气污染物等诸多因素的影响，随着目前全球气候变化研究的深入，日照时数的变化规律也引起了许多学者的关注，蔡冬梅1研究近 60a大连市日照变化规律及气象条件影响，分析近60a大连市年日照时数总体呈减少趋势，日照时数存在明显的季节差异， 各季日照时数年际变化减少的趋势从大到小依次为秋季> 夏季> 冬季> 春季；郑秀琼等2研究云南省永仁县日照变化规律及日照时间长原因分析，永仁县年日照时数变化趋势在逐渐减小。总之，这些分析结果与全国平均日照时数呈显著下降的趋势是吻合的，在全球气候变化的背景下，黔西南州日照时数也发生了变化，本文利用统计分析方法和突变理论，对黔西南州半个世纪多以来的日照时数变化规律进行分析研究，找出日照时数的变化规律，为今后开发清洁能源，合理布局农业产业和旅游业提供科学依据。
1 资料选取和采用的方法
本文所用资料为黔西南州1961—2015年近55a的日照时数月统计资料。采用线性统计方法，计算黔西南州日照的年、季变化趋势；线性方法，即
n n
a=∑（Ti-T?）（Yi-Y?）/∑（Ti-T?） （1）
i=1 i=1
式中T为时间，Y为日照时数，i为时间序号，n为总时间（单位为年，文中n=55（年）， T?、Y?表示平均，变化趋势a单位为h/a。
日照时数的趋势检验本文主要是采用mann-kendall检验的方法；为了更好说明黔西南州日照的变化，突变检测是采用mann-kendall检验方法和滑动t检验法相结合，滑动t检验法即把一连续的随机变量X分成2个样本集χ1和χ2，让μi、si、ni分别代表χi的平均值、方差和样本长度（i=1，2），其中ni根据需要确定。原假设H0：μ1-μ2=0，定义一统计量为
x1?-x2?
t0= -------- （2）
sp（1/n1 1/n2）1/2）
式中：sp 是联合样本方差
（n1-1） s1 2 （n2-1） s2 2
sp 2=-----------
n1 n2-2
可以证明t0近似（n1 n2-2）分布，出信度α，得到临界值ta，计算t0后，在H0下比较t0与ta，当|t0|>ta时，否定原假设H0，说明其在显著性差异，即序列中存在均值突变现象，当|t0|
2.1 日照时数的年代变化
从图1看，黔西南州日照的年代变化非常明显，20世纪60—80年代日照变化趋势比较稳定，日照时数较多，都高于多年平均值，其中60年代最多，达到1573.2h，比多年平均值多79.8h；从1984年开始出现明显的下降，其中20世纪90年代日照时数最少，仅为1402.3h，比多年平均值减少91.1h，比最多的60年代减少170.9h，21世纪后，黔西南州日照时数出现小幅回升，但仍处于偏少阶段，2000—2015年平均日照时数比多年平均值减少56.3h。
2.2 日照时数的年变化
从图2知：黔西南州近55a的日照时数呈下降趋势，气候倾向率为-34.6h/10a，1961—1983年日照时数高于平均值上的占69.6%，低于平均值占31.4%；1984—2015年32a中，日照时数呈波动性下降，20世纪90年代达到最低值，之后日照时数有小幅度的上升，32a中低于平均值的占63.6%，高于平均值的占35.4%，其中2012年日照时数仅有1191.9h，比多年平均值偏少301.5h；日照时数的年际变幅大，峰值点（1963年）和谷值点（2012年）相差605.4h。
2.3 日照时数的季节变化
黔西南州日照时数的年际变化存在明显的季节差异，由图3、4、5、6知，黔西南州春季（3—5月）、夏季（6—8月）、秋季（9—11月）、冬季（1—2月）除秋季日照时数变化较平稳外，其余各季都与年际变化一致，存在由偏多到偏少的下降趋势，但各季变幅情况各不相同，春季和夏季的日照时数下降幅度要大一点，冬季下降幅度要小一点，春、夏、秋、冬四季的气候倾向率分别为-11.1h/10a、-12.5h/10a、0.1h/10a、-6.6h/10a。各季日照时数变化振幅以夏季最大，为471.2h，冬季振幅最小为272.4h。
利用滑动t检验黔西南州各季日照时数序列的突变。夏季，在1988、1989、1990年，3a均为正值，通过0.01的显著水平检验，极大值出现在1990年，表明夏季日照时数在1990年存在由多变少的明显突变，1990年就是一个突变点；春季1986年和1987年t统计量为正值，通过0.01的显著水平检验，极大值出现在1987年，1987年出现明显的由多到少的突变，1987年就是一个突变点；冬季极大值出现在1993年，也通过0.01的显著水平检验，1993年后日照时数偏少占多数；秋季由于日照时数的变化比较平稳，没有明显的突变点。 3 日照时数的突变分析
为了分析黔西南州日照时数的年度突变，本文采样滑动t检验和mann-kendall检验2种方法分别分析；利用mann-kendall检验，将年日照时数序列利用公式进行统计量s和z分析，得出s=-354，z的绝对值为3.4578，由于s<0，z的绝对值大于2.32，并通过了99%显著检验，说明黔西南州年日照时数存在明显的下降趋势。
根据mann-kendall进行突变检验，计算日照时数顺序序列Sk，并按方程计算UF（k）；计算日照时数逆序序列Sk，并按方程计算UB（k）；取显著性水平α=0.05，临界值U0.05=±1.96，得出图5。
从图7看出，UF（k）曲线在20世纪80年代以来，黔西南州日照时数呈现明显的减少，20世纪80年代中期到21世纪，这种减少趋势更加明显，并且超过α=0.05临界线，甚至超过了α=0.001临界线（±2.56），说明黔西南州年日照时数减少的趋势十分显著；根据和UF（k）和UB（k）两线曲线的交点位置，可以判断20世纪80年代以来年日照时数减少是一突变现象，突变点在1983年前后。为了验证mann-kendall检验到的突变点，对日照时数序列进行滑动t检验，取显著性水平α=0.01，当n1 n2-2=55，ta=2.00575，对年日照时数的平均值的时间序列分别取不同的n1和n2，计算t0，结果指出，当n1=23，n2=32时（即将序列分为1961—1983年和1984—2015年），t0为最大，此时t0=3.78314，远远大于ta，μ1-μ2≠0，表明年日照时数序列在1983年有明显的突变，在1983年附近迅速减少，由1961年以来的正距平占优势的阶段转为1983年以后的年日照负距平占优势的日照阶段。由此，可以认为黔西南州年日照时数在1983年前后的突变是可信的。
4 结论
黔西南州近55a总日照时数正以-34.6h/10a的趋势减少，春、夏、秋、冬各季区域平均日照时数的气候倾向分别为-11.1h/10a、-12.5h/10a、0.1h/10a、-6.6h/10a。各季日照时数均呈减少趋势，以夏季减少最快，春季次之，秋季变化最慢。
黔西南州近55a总日照时数在1983年附近存在突变现象，表现为日照在1961—1983年偏多占69.6%；1984—2015年偏少急剧减少占63.6%，主要因春、夏两季日照的突变引起的，这种突变事实各占具有一致性。
参考文献
[1]黄胜.近50年西宁市日照时数变化规律分析[J].高原气象，2011，30（5）：1422-1425.
[2]李矜霄，何萍，钟瑞，等.近50年云贵高原楚雄市日照时数变化特征及其成因分析[J].高原气象，2014，33（2）：407-412.
[3]张润琼，万汉芸.六盘水近45年日照变化的统计分析[M].四川气象，2004，94（4）：16-20.
作者简介：杨玲（1962-），女，贵州兴义人，工程师，主要从事气象服务及应用气象方面工作。