塔里木河徑流演變規(guī)律研究

鄭 剛

（新疆塔里木河流域管理局，新疆庫爾勒 841000）

塔里木河是我國最長的內(nèi)陸河，目前的塔里木河流域，僅包括阿克蘇河、和田河、葉爾羌河及塔里木河干流，在人為調(diào)節(jié)下，孔雀河有部分水量下泄匯入塔里木河[1]。干流阿拉爾斷面水量由和田河，阿克蘇河，葉爾羌河組成。近一個世紀(jì)尤其近幾十年來，塔里木河流域自然環(huán)境、社會經(jīng)濟(jì)發(fā)生了顯著的變化，生態(tài)環(huán)境嚴(yán)重惡化，并引發(fā)生物多樣性受損、土地退化、鹽漬化擴(kuò)張、現(xiàn)代荒漠化、沙漠化進(jìn)程加劇等一系列生態(tài)環(huán)境問題，直接威脅流域經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展和人類的生存安全。

本文對塔里木河干流的阿拉爾斷面徑流規(guī)律展開分析，旨在研究其干流水文規(guī)律，以便為后續(xù)基于生態(tài)保證條件下的塔里木河水資源合理配置及利用奠定基礎(chǔ)。

1 年際變化

徑流年際變化的總體特征常用變差系數(shù) Cv或年極值比（最大、最小年流量的比值）來表示。Cv反映一個流域徑流過程的相對變化程度，Cv值大則表示徑流的年際豐枯變化劇烈。由 1958～2010年共 52年的天然資料分析計(jì)算得到塔河干流阿拉爾斷面的Cv值和年極值比如表1、2所示[2]。

表1 阿拉爾站年徑流多年變化特征值

表2 塔河干流設(shè)計(jì)年徑流量 (單位：108m3)

由表 1、2及圖1可知，從1958～2010共52年的來水可以看出，阿拉爾站徑流量年際變化較大，且呈遞減的趨勢，年均遞減 0.25億 m3，為均值的0.56%。

2 年內(nèi)分配

塔里木河干流阿拉爾站徑流年內(nèi)分配不均，汛枯期徑流差異較大。如表3可知：阿拉爾站徑流主要集中于7～9月份。占年徑流量的69.22%。全年范圍來看，年內(nèi)汛枯比值達(dá)到了 4:1。年內(nèi)分配不均勻造成了年內(nèi)豐水防汛，枯水抗旱的局面，給工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來了極大的不便[2]。

圖1 阿拉爾斷面年徑流量變化圖

圖2 阿拉爾斷面月平均徑流量變化圖

表3 阿拉爾斷面徑流年內(nèi)分配

3 代際變化

由表4可知，徑流的代際變化統(tǒng)計(jì)結(jié)果呈現(xiàn)有規(guī)律的波動變化，從20世紀(jì)70年代開始徑流總體成下降趨勢，且徑流量小于多年平均值。

表4 阿拉爾斷面徑流代際變化

表5 模比系數(shù)Kp判別表

4 豐枯變化

《水文情報(bào)預(yù)報(bào)規(guī)范》[3]對徑流豐枯情況的劃分標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定為，按距平百分率P表示：P＞20%為豐水；10%＜P≤20%為偏豐；-10%＜P≤10%為平水；-20%≤P＜-10%為偏枯；P＜-20%為枯水。實(shí)際工作中，在以上范圍內(nèi)，可以計(jì)算出相應(yīng)的模比系數(shù)KP值，只要根據(jù)已知年徑流量計(jì)算出KP值，就可以在表5中給出的區(qū)間內(nèi)查找出當(dāng)年來水量的豐、平、枯程度，塔河干流阿拉爾站各年徑流量豐枯狀況如表6所示。

從表6可以看出，各年代豐水年、平水年、枯水年交替出現(xiàn)，其中豐水年占 35%（其中特豐年占12%，偏豐年占23%），平水年占29%，枯水年占36%（其中偏枯占13%，特枯占23%）。

表6 1958～2010年來水量的豐枯情況

5 周期性分析

一個水文要素隨時間變化的過程多種多樣，但總可以把它看成是有限個周期波互相迭加而成。由于影響水文要素變化的因素的復(fù)雜，周期不可能象天體運(yùn)動、潮汐現(xiàn)象所具有規(guī)律性的周期，而只是概率意義上的周期，也就是只能理解為某一水文現(xiàn)象出現(xiàn)之后，經(jīng)過一定的時間間隔，這種現(xiàn)象再次重復(fù)出現(xiàn)的可能性較大而已[4～6]。

水文時間序列中的周期項(xiàng)屬于確定性成分，是由于受地球繞太陽公轉(zhuǎn)和地球自轉(zhuǎn)的影響而形成的。例如月降水量、徑流量等水文特征量序列受這種影響，明顯存在以 12個月為基本周期的周期成分；逐時氣溫及蒸發(fā)量等序列中，受日夜不同大氣的影響，又存在24小時為周期的周期成分。

時間序列的周期分析方法有很多，在水文變量中的分析提取方法主要的有簡單分波法、傅立葉分析法、功率譜分析法、極大熵譜分析法和小波分析法等。本研究主要運(yùn)用小波分析法對塔里木河干流阿拉爾徑流周期進(jìn)行分析。

5.1 小波分析原理

小波分析的巨大優(yōu)勢在于借助時頻局部化功能剖析時間序列內(nèi)部精細(xì)結(jié)構(gòu)。這里采用Morlet[7]小波作為小波母函數(shù)進(jìn)行小波變換,Morlet小波的基本形式為:

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當(dāng)c取較大值時，式(1)中第 2項(xiàng)遠(yuǎn)小于第 1項(xiàng)，省略第2項(xiàng)。其子小波為：

Morlet小波函數(shù)是一個經(jīng)一個Gaussian函數(shù)平滑而得到的周期函數(shù)，所以，它的伸縮尺度a與傅里葉分析中的周期T有一一對應(yīng)關(guān)系。

將時間域上的所有小波系數(shù)的平方積分，即小波方差：

小波方差隨尺度a的變化過程稱為小波方差圖，它反映了波動的能量隨尺度的分布，借此可能確定一個時間序列中存在的主要時間尺度，可以用來分析序列變化的主要周期成分。

5.2 小波分析結(jié)果

選用Morlet小波，對塔河干流阿拉爾站1958～2010年徑流量序列施行小波分解，進(jìn)行多時間尺度分析。不同時間尺度下的小波系數(shù)，可以反映系統(tǒng)在該時間尺度的變化特征：正的小波系數(shù)對應(yīng)于偏多期，負(fù)的小波系數(shù)對應(yīng)于偏少期，小波系數(shù)為零對應(yīng)著突變點(diǎn)；小波系數(shù)絕對值越大，表明該時間尺度變化越顯著。從小波系數(shù)等值線圖中也可以看出不同尺度下的豐枯位相結(jié)構(gòu)，據(jù)此即可判斷降水變異點(diǎn)出現(xiàn)的年份。

圖3 阿拉爾站年徑流量距平小波方差圖

小波方差圖反映了能量隨尺度的分布,可以確定一個時間序列中各種尺度擾動的相對強(qiáng)度,對應(yīng)峰值處的尺度稱為該序列的主要時間尺度,用以反映時間序列的主要周期。 圖 3顯示了年降水小波方差存在三個峰值。28年、17年和8年。第一峰值對應(yīng)時間尺度為28年,結(jié)合序列長度，28年尺度周期無法驗(yàn)證，故暫采用 17年為徑流量變化的第一主周期。

圖4 阿拉爾站年徑流距平小波變換系數(shù)等值線圖

圖5 阿拉爾站年徑流量主周期小波系數(shù)變化曲線

圖4是 1958～2007年阿拉爾站年徑流距平Morlet小波變換系數(shù)的實(shí)部，可以看出，阿拉爾站年徑流變化存在著明顯的時間尺度的周期性變化，在 20～38年時間尺度上周期震蕩非常顯著，年徑流量經(jīng)歷了多～少～多3個循環(huán)交替；1966年，2001年是震蕩核心，徑流量較多；1983年也是震蕩核心，徑流量較少。在 10～20年時間尺度上，徑流量也經(jīng)歷了多～少～多～少～多5個循環(huán)交替；1982年是震蕩核心，徑流量較多；1974年和1992年是震蕩核心，徑流量較少。

圖5為年徑流量在第一、第二主周期尺度和第三主周期下的小波系數(shù)變化曲線。由圖5分析可知，在17年尺度周期上則分別經(jīng)歷了3次波峰和兩次波谷在8年尺度周期上分別經(jīng)歷了六次波峰和五次波谷。

6 趨勢性分析

6.1 德爾(Kendall)秩次相關(guān)檢驗(yàn)

對年徑流序列X1,X2,…,Xn，先確定所有對偶值（Xi，Xj，i＞j）中的Xi＜Xj出現(xiàn)次數(shù)di。順序的（ i， j）子 集 為 ：（ i=1,j=2,3,4…,n），（i=2,j=3,4,5…,n），…，（i=n-1,j=n）。如果按順序前進(jìn)的值全部大于前一個值，這是一種上升趨勢，di為（n -1）+（n -2）+…+1，總和為1/2n（n -1）。如果序列全部倒過來，則 di=0，即為下降趨勢。對于無趨勢的序列，di的數(shù)學(xué)期望E（di）=1/4n（n-1）用下式計(jì)算其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量[8]：

原假設(shè)該徑流序列無趨勢，根據(jù)年徑流序列統(tǒng)計(jì) di后計(jì)算出檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 U，給定顯著性水平α,在正態(tài)分布表中查出臨界值Ua/2，當(dāng)U的絕對值大于其臨界值，則趨勢顯著；反之，則不顯著。如檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量U大于零，說明序列存在遞增趨勢；反之，則為遞減趨勢。

6.2 序列趨勢分析

采用坎德爾(Kendall)秩次檢驗(yàn)法分析 年徑流序列的變化趨勢。

表7 年徑流序列趨勢分析表

年徑流序列趨勢分析結(jié)果如表7所示。計(jì)算的年徑流序列的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量U為-1.396小于零，所以徑流序列存在遞減趨勢；給定顯著水平α=0.05，由正態(tài)分布表中查得臨界值 Ua/2=1.96大于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量絕對值。因此，徑流序列遞減趨勢不顯著。

7 結(jié) 語

（1）塔里木河干流不產(chǎn)流，源流的補(bǔ)給維持了塔里木河的存在。自20世紀(jì)80年代中期以來，我國西北地區(qū)氣溫呈上升趨勢，直接導(dǎo)致冰雪融水增加，徑流量增大[9]。結(jié)合氣溫特性，由坎德爾(Kendall)秩次檢驗(yàn)法分析知，1958～2010年的52年里，干流阿拉爾斷面徑流則呈遞減趨勢，52年減少了25%。

（2）相對來說，塔里木河生態(tài)環(huán)境是一個相對獨(dú)立的系統(tǒng)，干流徑流量序列呈現(xiàn)出相對一致的周期尺度，存在 17年的周期成分。在整個分析時段中，17年尺度的周期變化表現(xiàn)的非常穩(wěn)定，具有全域性。徑流形成和變化不僅與溫度變化密不可分還與降水量有關(guān)，塔里木流域降水介于 14～19年的周期變化，溫度表現(xiàn)為 13年的周期變化[10]。降水與溫度效應(yīng)的相互影響，加上人類活動的干擾使徑流呈現(xiàn)出不同于降水的周期成分。

（3）結(jié)合干流突變年份，查閱相關(guān)資料，在1973年、1974年和1975年，太陽黑子急劇增加[11]，可能影響塔里木河流域徑流量的急劇變化。

[1]李新,周宏飛.人類活動干預(yù)后的塔里木河水資源持續(xù)利用問題[J].地理研究,1998,17(2):172-177

[2]達(dá)朝吉.塔里木河干流水資源合理配置模式研究[D].西安:西安理工大學(xué),2013

[3]藍(lán)永超,沈永平,林紓,等.黃河上游徑流豐枯變化特征及其環(huán)流背景[J].冰川凍土,2006,28(6):950-955

[4]陳仁升,康爾泗,張濟(jì)世.小波變換在河西地區(qū)水文和氣候周期變化分析中的應(yīng)用[J].地球科學(xué)進(jìn)展,2001,16(3):339-345

[5]王棟,朱元甡.基于 MEM1譜分析的水文時間序列隱含周期特性研究[J].水文,2002,22(2):19-23

[6]李棟梁,張佳麗,全建瑞,等.黃河上游徑流量演變特征及成因研究[J].水科學(xué)進(jìn)展,1998,9(1):22-28

[7]Morlet,J.Sampling Theory and wave propagation[Z].proc.51 st Ann.Meeting of the Soc.of Explor.Geophys,Los Angeles,USA.1981

[8]王文圣,丁晶,金菊亮.隨機(jī)水文學(xué).北京:中國水利水電出版社(第二版),2008:34-35

[9]段建軍,王彥國,王曉風(fēng),等.1957-2006年塔里木河流域氣候變化和人類活動對水資源和生態(tài)環(huán)境的影響[J].冰川凍土,2009,31(5):781-791

[10]陳亞寧,郝興明,徐長春.新疆塔里木河流域徑流變化趨勢分析[J].自然科學(xué)進(jìn)展,2007,17(2):205-210

[11]李雷,李華,黃強(qiáng)等.東江流域徑流演變規(guī)律研究[J].沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2011,42(6):728-732