齊繼峰 尹寶樹 楊德周 徐振華

(1. 中國科學院海洋研究所 青島 266071; 2. 中國科學院海洋環(huán)流與波動重點實驗室 青島 266071;3. 中國科學院大學 北京 100049)

黑潮是北太平洋的西邊界流, 也是世界著名的洋流之一。它起源于菲律賓以東海域, 沿臺灣以東流向東北進入東海, 然后穿越吐噶喇海峽流出東海, 最終經日本以南海域匯入北太平洋。黑潮具有流速強、流量大、高溫、高鹽等特性, 將低緯度海域的高溫、高鹽水輸送到中緯度區(qū)域, 從而成為影響北太平洋海洋環(huán)境和氣候變化的重要因素。通常, 將流經沖繩海槽區(qū)段的黑潮稱之為東海黑潮。東海黑潮的存在與變異, 不僅直接影響整個東海及其鄰近海域的環(huán)流系統(tǒng)和水文狀況, 而且對我國東南沿海地區(qū)的海洋生態(tài)環(huán)境、漁業(yè)資源等均有顯著影響。此外, 東海黑潮流量的年際變化直接影響我國夏季的大氣環(huán)流和降水(黃榮輝, 1996)。因此, 深入開展黑潮變異機制研究既有重要的學術意義, 又有明顯的現(xiàn)實意義。

自20世紀80年代以來, 國內外學者對東海黑潮流量的基本特征和變化規(guī)律進行了許多研究, 取得了許多有益的研究成果。管秉賢(1982)基于1955—1979年間的調查資料, 發(fā)現(xiàn)東海黑潮流量具有春夏季大、秋冬季小的特征, 而Yuan等(1994)根據(jù)1986—1992年的中日黑潮聯(lián)合調查資料得出, 東海黑潮流量夏季最大, 秋季最小。Ichikawa等(1993)也認為黑潮流量夏季最大。不僅如此, 黑潮流量的季節(jié)變化還存在年際差異。劉勇剛等(1998, 1999, 2000)認為, 在1992—1994年間, 東海黑潮流量夏季最大, 秋季最小, 但在1995年卻變?yōu)榇杭咀畲? 夏季最小。此外, 東海黑潮流量還存在明顯的年際變化。但由于所用的資料不同, 得到的結果存在較大差異。例如, 張興法(1981)認為, 東海黑潮流量的主要周期為3a和8—9a, 而Saiki(1982)卻認為, 黑潮流量的主周期為8a和5.5a。后來, 湯毓祥等(1994)用稍多一些的資料得出, 東海黑潮流量的主周期為1.8a和8a。由于黑潮熱輸送變異對我國夏季降水有重要影響(翁學傳等,1996; 張啟龍等, 1999), 因此東海黑潮熱輸送的基本特征和變化規(guī)律也已引起了人們的重視。張啟龍等(2008)和Zhang等(2012)認為, 東海黑潮熱輸送存在顯著的年際和年代際變化, 并在1976年前后經歷了一次氣候躍變。

受資料的限制, 以往的研究大都集中在黑潮的季節(jié)和年際變化方面, 而對黑潮年代際和長期變化的研究卻極少。在年際和年代際尺度上, 黑潮流量的季節(jié)差異如何？其驅動機制是什么？這些科學問題迄今尚不清楚, 值得深入研究。顯然, 利用更長時間序列的觀測資料分析東海黑潮流量的長期變化規(guī)律,對預報黑潮變異并研究其對我國近海海洋環(huán)境和氣候的影響具有重要的科學意義。本文擬利用東海PN斷面的長期觀測資料和NCEP風場數(shù)據(jù), 系統(tǒng)研究東海黑潮流量的年際和年代際變化特征以及長期變化趨勢, 并探討風場和PDO對黑潮流量的影響, 以期為研究西北太平洋變異對我國近海海洋環(huán)境的影響提供科學依據(jù)。

1 資料與分析方法

本文采用藤原伊佐美(1981)和日本長崎氣象臺計算得出的1956—2005年春、夏、秋、冬四季通過PN斷面的黑潮流量(圖1), 計算零面取為700×102hPa。PN斷面位于東海琉球群島的沖永良部島西北方(圖1), 呈西北、東南走向(西起30°30′N, 124°30′E, 東至27°30′N,128°15′E, 與緯度成37°交角), 橫切沖繩海槽, 與黑潮主軸垂直, 是東海黑潮中觀測最系統(tǒng)的標準斷面, 故而對研究東海黑潮流速和流量變化特征極具代表性。

圖1 PN斷面示意圖, 等值線為水深Fig.1 The location of the PN section

本文選用了1955年1月至2005年12月間美國國家環(huán)境預報中心(NCEP)發(fā)布的全球再分析風場資料。該資料是將用不同手段獲得的氣象觀測資料進行同化處理研制而成的全球氣象資料數(shù)據(jù)庫, 其中包括17層(1000, 925, 850, 700, 600, 500, 400, 300, 250,200, 150, 100, 70, 50, 30, 20, 10hPa)的風速、溫度、相對濕度以及位勢高度等大氣環(huán)境參數(shù), 網格點數(shù)為144×73, 水平分辨率為2.5°×2.5°, 資料覆蓋范圍為:90°N—90°S, 0°E—357.5°E。本文選用了西北太平洋(0°N—50°N, 100°E—180°E)850hPa風場資料。

本文使用了美國華盛頓大學提供的太平洋年代際振蕩(PDO)指數(shù)。PDO指北太平洋20°N以北的月平均SST異常進行經驗正交函數(shù)分析(EOF)所得到的第一模態(tài)的時間系數(shù), 當北太平洋中部SST異常冷而北美西岸SST異常暖, 且北太平海平面氣壓(SLP)異常低時, 相應的PDO指數(shù)為正值, 稱PDO暖相位,反之PDO指數(shù)則為負值, 稱PDO冷位相, 該指數(shù)能較好地反映北太平洋大尺度海洋年代際變化特征。

文中還運用最大熵譜分析法分析黑潮流量的主要變化周期, 利用逐步回歸分析法研究黑潮流量的長期變化趨勢, 并用相關分析法探討風場和PDO對黑潮流量的影響。

2 東海黑潮流量的基本特征與季節(jié)差異

為了便于論述黑潮流量的基本特征, 表1給出了1956—2005年間東海黑潮流量的統(tǒng)計結果?？梢钥吹? 黑潮流量的多年季平均(即春、夏、秋、冬四個季節(jié)代表月的平均)值為24.30Sv(1Sv=106m3/s), 標準差為3.58Sv。但流量的季節(jié)變幅相對較小, 基本呈現(xiàn)為夏季大、秋季小的季節(jié)特征, 這與Yuan等(1994)的結果較為一致。而且, 從圖2可以看到, 黑潮流量基本服從正態(tài)分布, 流量值主要集中在19—33Sv范圍內,其中27—28Sv流量值出現(xiàn)的頻率最高, 在178次的觀測中共出現(xiàn)了21次。

另一方面, 從表1還可看出, 黑潮流量的季平均最大值為30.83Sv, 出現(xiàn)在2005年, 而最小值為16.56Sv, 見于1957年。在四個季節(jié)中, 最大流量值冬季最大, 為35.10Sv(2002年), 夏季次之, 為33.70Sv(2005年), 而春、秋季最小, 均為33.10Sv, 分別出現(xiàn)在1977年和2005年; 最小流量值冬季最小,為6.70Sv(1974年), 夏季次之, 為11.87Sv(1968年),而春、秋季最大, 分別為20.20Sv和18.30Sv, 分別見于1993年和1974年。這表明, 東海黑潮流量的年際變化幅度非常大, 其中, 季平均最大變幅高達14.27Sv, 而在四個季節(jié)中, 冬季流量的變幅最大, 最大變幅高達28.40Sv, 超過了多年平均值, 其次為夏季, 為21.83Sv, 而秋季和春季均較小, 分別為14.80Sv和12.90Sv。

表1 PN斷面黑潮流量(單位: Sv)Table 1 Kuroshio volume transport on the PN section (in Sv)

圖2 1956—2005年間黑潮流量頻率分布Fig.2 The frequency distribution of the Kuroshio volume transport (KVT) through section PN during 1956—2005

3 東海黑潮流量的年際變化

為了全面揭示東海黑潮流量的年際變化, 本節(jié)首先論述季平均流量的年際變化, 然后再討論冬、夏季流量年際變化的差異。

3.1 季平均黑潮流量的年際變化

圖3a為東海黑潮季平均流量距平的年際變化(實線)。可以看到, 黑潮流量的年際變化較為顯著。其中, 在1976年以前, 流量多為負距平, 而在1976年以后則多為正距平; 最大正距平為6.53Sv, 出現(xiàn)在2005年, 而最大負距平則為–7.74Sv, 見于1957年, 兩者相差14.27Sv。

依據(jù)各年流量距平值與其多年平均值的標準偏差, 可將東海黑潮流量正距平值大于標準差(σ=3.58)的年份定義為強年, 而將負距平值小于負標準偏差(σ=3.58)的年份定義為弱年。于是, 1981, 1986, 1988,2000, 2001, 2002, 2003和2005年皆為黑潮流量的強年, 而1956, 1957, 1963, 1964, 1967, 1968, 1969, 1971和1974年則為黑潮流量的弱年。顯然, 黑潮流量的強年主要發(fā)生在1976年以后, 而弱年則多發(fā)生在1976年以前。這意味著, 黑潮流量可能在1976年前后發(fā)生了一次氣候躍變。這一問題將在下一節(jié)專門討論。

圖3 黑潮流量距平年際變化(實線)和年代際變化(虛線)Fig.3 Inter-annual (solid line) and inter-decadal variations(bashed line) of the KVT anomalies

為了進一步了解東海黑潮流量的年際振蕩周期,我們對黑潮季平均流量距平序列進行了最大熵譜分析。結果表明: 黑潮季平均流量的主周期依次為5.3a、24.9a和3.6a。顯然, 黑潮流量不僅存在著3—5a的年際變化, 而且還具有約25a的年代際變化, 這些變化周期與張興法、Saiki和湯毓祥等人所得結論有明顯的不同, 這可能與研究資料時間序列長短有關。黑潮流量3—5a的振蕩周期, 與ENSO和黑潮大彎曲的主周期相近(余帆, 2008)。

3.2 冬、夏季黑潮流量的年際變化

如圖3b、c所示, 黑潮流量的年際變化具有明顯的季節(jié)差異。其中, 冬季流量的最大正距平為10.37Sv,出現(xiàn)在2002年, 而最大負距平為–18.03Sv, 發(fā)生在1974年, 兩者相差28.40Sv; 夏季流量的最大正距平為8.76Sv, 最大負距平為–13.04Sv, 分別發(fā)生在2005年和1968年, 兩者相差21.80Sv。顯然, 冬季黑潮流量的年際變化強于夏季。最大熵譜分析結果表明, 冬季流量的主周期依次為2.7a、20a和3.5a, 而夏季流量的主周期則為14.7a、3a和5.1a。這表明, 在年際尺度上, 冬、夏季黑潮流量的振蕩周期有所不同, 前者為2a和3.5a, 而后者則為3a和5a。由此可見, 冬季黑潮流量的年際振蕩強度和頻率皆高于夏季。

根據(jù)前面介紹的判別方法, 分別確定出冬、夏季黑潮流量的強年和弱年。其中, 1959, 1981、1986、1987、2002和2005年為冬季流量的強年, 而1956、1957、1963、1964、1967、1970、1971、1974和1977年則為其弱年; 1970、1990、1992、1994、2001和2005為夏季流量的強年, 而1957、1958、1959、1962、1968、1969和1972則為其弱年。由此可見, 冬、夏季流量的強年(或弱年)皆存在著較大差異。

4 東海黑潮流量的年代際和長期變化

本節(jié)重點分析東海黑潮流量的年代際變化特征和長期變化趨勢。同樣, 先分析季平均流量的變化情況, 然后再討論冬、夏季流量的變化差異。

4.1 年代際變化

圖3中虛線為經5年滑動平均濾波后得到的季平均和冬、夏季東海黑潮流量的年代際變化曲線。如圖3所示, 黑潮季平均流量的年代際變化較為顯著, 在20世紀70年代中期以前, 季平均流量多為負距平,即黑潮偏弱; 而在70年代中期以后則多為正距平,即黑潮偏強。從前面的分析可知, 黑潮季平均流量的年代際變化周期約為25a。那么, 在20世紀70年代中期前后黑潮是否經歷了一次氣候躍變？為此, 本文采用滑動的t檢驗法(丁裕國等, 1998), 對黑潮季平均流量距平序列進行診斷分析。結果表明, 1976年的t統(tǒng)計值為5.770, 超過了0.01的信度(2.878)檢驗。因此可以認為, 東海黑潮季平均流量在1956—2005年的50年間于1976年前后經歷了一次由弱到強的氣候躍變。在躍變前的1956—1976年間, 黑潮流量偏少,其距平平均值為–3.0Sv, 而在躍變后的1977—2005年間, 黑潮流量則偏強, 其距平平均值為2.17Sv。這與西太平洋暖池和北太平洋SST的年代際氣候躍變發(fā)生的時間相吻合(于淑秋等, 2002; 張啟龍等, 2004)。

此外, 由圖3還可看出, 雖然冬、夏季黑潮流量的年代際變化趨勢與季平均流量較為一致, 但兩者間仍然存在許多差異。首先, 在變化周期方面, 冬季流量的年代際變化周期為20a, 與季平均流量較為接近, 而夏季則為14.7a, 與季平均流量相差甚遠; 其次, 在氣候躍變時間方面, 冬季流量在1976年前后發(fā)生了一次氣候躍變, 與季平均流量相同, 而夏季流量卻在1970年前后發(fā)生了氣候躍變, 不同于季平均和冬季流量。

4.2 長期變化趨勢

綜上所述可知, 東海黑潮流量不僅具有顯著的年際變化, 而且還有明顯的年代際變化。那么, 東海黑潮流量的長期變化趨勢如何？為此, 本文利用逐步回歸分析法來討論這個問題。

將1956—2005年間的季平均、冬季和夏季東海黑潮流量時間序列分別視為由時間t為自變量構成的一些簡單函數(shù)的線性組合(丁裕國等, 1998), 即:

其中,t是以年為單位的時間變量, 起始時間為1956年, 即t=1, 2, 3,···, 50;c0—c10為回歸系數(shù)。

根據(jù)式(1), 利用逐步回歸分析法分別對季平均、冬季和夏季黑潮流量進行求解。經過逐步計算, 得到了季平均、冬季和夏季東海黑潮流量的最佳回歸方程,分別如下:

圖4 東海黑潮流量輸送的年際變化和長期變化趨勢(虛線)Fig.4 The inter-annual variations (solid line) and long-term trend (dash line) of the KVT in the East China Sea

由式(2)—(4)可知, 季平均、冬季和夏季東海黑潮流量的長期變化趨勢近似為一線性函數(shù), 這表明黑潮流量在最近50年間整體上呈現(xiàn)為明顯的線性上升趨勢。圖4給出了各黑潮流量的長期變化趨勢曲線(虛線為長期變化趨勢, 實線為實測流量的年際變化)。顯然, 自20世紀50年代中期以來, 東海黑潮流量處于緩慢的遞增趨勢。在1956—2005年間, 季平均、冬季和夏季黑潮流量分別增加了8.73Sv、9.86Sv和9.38Sv。顯然, 冬季流量的增幅最大, 夏季次之, 而季平均最小。

5 討論

由以上分析可知, 東海黑潮流量具有較顯著的年際和年代際變化, 而且這些變化都存在明顯的季節(jié)差異。本節(jié)將重點討論引起這些變化的驅動機制。

管秉賢(1982)認為, 北太平洋夏威夷群島鄰近海域的風應力旋度與黑潮流量變化存在較好的遙相關,即當風應力旋度增大時, 黑潮流量增強; 反之則減弱。姚靜嫻等(1992)指出, 西北太平洋上空風應力場變異會引起海平面的起伏, 進而影響北赤道流強度的改變, 最終導致東海黑潮流量發(fā)生變化。余帆(2008)的研究結果表明, 東海黑潮表層流量不僅受到局地風的影響, 還受到北太平洋內區(qū)(20°N—28°N,150°E—130°W)的非局地風的影響。但應指出的是,以往的研究主要集中在黑潮年平均流量的變異機制方面, 而對冬、夏季黑潮流量的驅動機制卻很少涉及。因此, 本文重點探討冬、夏季東海黑潮流量年際和年代際變化的可能原因。

5.1 年際變化的可能原因

已有研究表明, 經向風應力對年平均黑潮流量變化具有重要影響。于是, 本文利用西北太平洋850hPa風場資料來探討經向風異常對冬、夏季東海黑潮流量年際變化的影響。結果表明, 夏季東海黑潮流量與同年6月份的經向風異常具有很好的相關性(圖5a), 其中在黑潮源區(qū)的菲律賓附近和東海黑潮流域存在著較高的正相關區(qū), 相關系數(shù)都在0.40以上,最大值出現(xiàn)在菲律賓以東海域, 為0.60(超過了99%的信度檢驗)。圖5b是冬季黑潮流量與上一年12月份經向風異常間的相關場?？梢钥吹? 在臺灣以東海域存在一個較高的負相關區(qū), 最大值為–0.36(超過了99%的信度檢驗)。管秉賢(1982)研究發(fā)現(xiàn)北太平洋副熱帶上空風應力渦度變化對東海黑潮流量的變動存在著約一年的超前影響, 與本文結論有所不同。

圖5 東海黑潮流量與經向風的相關系數(shù)分布a. 夏季東海黑潮流量與6月經向風間的相關場; b. 冬季黑潮流量與上年12月經向風間的相關場Fig.5 Distribution of correlation coefficients between the KVT and meridional wind anomaly fields: a: summer KVT and meridional wind anomaly in June; b: winter KVT and meridional wind anomaly in December of the previous year

圖6 東海黑潮流量強(a)、弱年(b)經向風距平場a. 6月經向風距平; b. 12月經向風距平Fig.6 Distributions of meridional wind anomalies in stronger KVT years (a: in June) and weaker KVT years (b: in December)

為進一步研究經向風異常對黑潮流量的影響,本文分別對夏季黑潮流量強年和冬季黑潮流量弱年的經向風異常進行合成分析, 結果如圖6所示。不難看出, 在黑潮流量強年的6月份, 黑潮流域上空盛行偏南風(正異常), 強南風區(qū)(距平值大于4m/s)出現(xiàn)在臺灣以東海域(圖6a); 在冬季黑潮流量弱年的上一年12月份, 東海及其鄰近海域皆盛行偏北風(負異常),強北風區(qū)(距平值小于–3m/s)位于東海及其鄰近海域(圖6b)。可從物理意義上解釋經向風異常對黑潮流量的具體影響過程。夏季, 當臺灣以東上空盛行偏南風時, 風向與黑潮的流向一致, 有利于黑潮流速增強,從而導致黑潮流量增大; 冬季, 東海上空盛行偏北風時, 風向與黑潮的流向相反, 使得黑潮流速變弱, 從而導致黑潮流量減小。如果從地理位置上將東海上空的經向風稱作局地風, 而將黑潮源區(qū)(從菲律賓以東至臺灣以東區(qū)域)上空的經向風視為非局地風的話,那么東海黑潮流量的年際變異既受局地風的影響,又受非局地風的作用。比較而言, 夏季黑潮流量的年際變化主要是由局地和非局地風異常共同引起的,而冬季黑潮流量的年際變化則可能與局地風異常有關。這與管秉賢(1982)、姚靜嫻和王宗山(1992)等關于局地風和非局地風影響區(qū)域的結論有所不同。

5.2 年代際變化的可能原因

張啟龍等(2008)的研究發(fā)現(xiàn), 東海黑潮的熱輸送與太平洋年代際振蕩(PDO)有較好的相關性。那么,冬、夏季東海黑潮流量是否也與PDO有聯(lián)系？為此,我們分別對冬、夏季流量與各月PDO指數(shù)進行了超前與滯后相關分析。結果表明, 上一年冬季(2月)PDO指數(shù)與當年冬季流量距平間存在著較密切的正相關,相關系數(shù)為0.45, 而經過5年滑動平均后兩者間的相關系數(shù)高達0.75, 均超過了99%的信度檢驗; 春初(3月)PDO指數(shù)與當年夏季流量距平間的相關系數(shù)為0.35, 而經過5年滑動平均后兩者間的相關系數(shù)為0.56, 也超過了99%的信度檢驗。圖7分別給出了冬季(2月)和春初(3月)PDO指數(shù)的年際和年代變化曲線。對比圖7a和圖3b可知, 冬季PDO指數(shù)的年代際變化趨勢與黑潮流量比較一致, 而初春PDO指數(shù)的年代際變化(圖7b)與夏季黑潮流量(圖3c)較一致。這似乎表明, PDO對冬季黑潮流量的年代際變化具有約一年的超前影響, 而對夏季黑潮流量則有4—5個月的超前影響。但其具體的影響過程擬另文討論。

6 結論

本文利用日本氣象廳1956—2005年間在PN斷面獲得的觀測資料, 并結合NCEP風場數(shù)據(jù), 研究了東海黑潮流量的年際、年代際和長期變化特征及其季節(jié)差異, 并探討了冬、夏季黑潮流量的年際和年代際變化機制, 得到的研究結果主要如下。

圖7 冬季和夏季的PDO 指數(shù)年際(實線)和年代際變化(虛線, 5年滑動平均)Fig.7 The inter-annual (solid line) and inter-decadal variations(bashed line) of the Pacific Decadal Oscillation index in winter and summer

(1) 東海黑潮流量基本服從正態(tài)分布, 流量主要集中在19—33Sv范圍內, 其多年平均值為24.30Sv。流量的季節(jié)變化主要表現(xiàn)為夏強(25.91Sv)秋弱(24.27Sv)。但在四個季節(jié)中, 黑潮流量的年際變幅夏季最大, 冬季次之, 春、秋季最小。

(2) 東海黑潮季平均流量具有3—5 a的年際變化,而冬、夏季黑潮流量的年際變化有所不同。冬季流量的主周期為2.7a和3.5a, 而夏季流量則為3a和5.1a。相關與合成分析表明, 夏季黑潮流量的年際變化主要是由同年6月黑潮流域經向風異常引起的, 而冬季黑潮流量的年際變化則可能與上一年12月份的東海局地經向風異常有關。

(3) 東海黑潮季平均流量具有明顯的年代際變化, 并在1976年前后經歷了一次由弱到強的氣候躍變。比較而言, 冬季黑潮流量的年代變化和氣候躍變時間與季平均黑潮流量比較一致, 而夏季黑潮流量卻與之不同。相關分析表明, 冬季黑潮流量的年代際變化主要是由上一年冬季的PDO引起的, 而夏季黑潮流量的年代際變化則與當年春初的PDO有關。

(4) 自20世紀50年代中期以來, 季平均、冬季和夏季東海黑潮流量皆呈現(xiàn)較強的線性增強趨勢。在1956—2005年間, 各流量分別增加了8.73Sv、9.86Sv和9.38Sv。顯然, 冬季流量的增幅最大, 夏季流量次之, 季平均流量最小。

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