烏江流域降水徑流響應關系研究

徐成漢，唐 勇

(1.長江工程職業(yè)技術學院，武漢 430212；2.四川省都江堰管理局東風渠道管理處，四川 都江堰 611800)

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烏江流域降水徑流響應關系研究

徐成漢1，唐 勇2

(1.長江工程職業(yè)技術學院，武漢 430212；2.四川省都江堰管理局東風渠道管理處，四川 都江堰 611800)

根據烏江流域1956～2014年長達59年的降雨、徑流資料，采用線性回歸趨勢分析、Mann-Kendall分析、Spearman秩次相關檢驗、Kendall秩次相關檢驗，結果表明：(1)烏江流域降雨系列呈減小趨勢，平均線性遞減率為-1.52mm/a，但減小趨勢并不顯著。(2)烏江流域徑流深系列呈下降趨勢，平均線性遞減率為-0.525mm/a，且下降趨勢也不顯著。(3)烏江流域徑流系數(shù)系列基本沒有變化，平均線性遞增率為0.0002mm/a，但上升趨勢并不顯著。

降水徑流；趨勢分析；烏江流域

隨著長江上游三峽水庫等一批大型水利工程的興建及投入使用，長江流域的徑流量有較大幅度的減小。究其原因，是由于長江上游降水量減少，還是用水量、耗水量增多，還是人類活動的影響，這個問題一直困擾著水文工作者。為了探究長江上游流域水資源量減少的原因，為長江上游水庫調度方案編制提供依據，受長江水利委員會水文局的委托，我們對長江上游地區(qū)自1956～2014年長達59年的降水、徑流資料進行了趨勢分析，力求弄清長江上游水資源減少的原因，為長江流域水資源的合理開發(fā)與利用提供相應依據。

針對長江上游水資源量的減少，有關的學者也進行了大量的研究。李林、王振宇[1]等指出近40年以來長江上游徑流量呈減少趨勢，其中以秋季徑流量減小最為明顯。孫甲嵐[2]等認為長江上游平均氣溫有上升趨勢，年降雨有降低趨勢，宜昌站徑流總量有減小趨勢。邵駿[3]等通過對降水徑流的關聯(lián)檢驗得知，烏江徑流變化與降水之間關系密切，同時下墊面和人類活動也對年徑流的變化產生了一定影響。

烏江[4～5]是長江上游南岸的一支最大支流，源出烏蒙山東麓，流經貴州、四川兩省，于涪陵匯入長江。集水面積87 920km2，河長1 030余km，天然落差2 120余m。降雨主要集中于5～9月，秋雨較多。汛期中暴雨比較分散，以思南至彭水一帶較大。流域內降雨分布不均，全流域多年平均年降水量900～1 400mm，最低值一般為600～900mm。

本文利用烏江流域自1956～2014年共計59年的降水、徑流資料系列，采用線性回歸趨勢分析、Mann-Kendall分析、Spearman秩次相關檢驗、Kendall秩次相關檢驗等方法進行趨勢檢驗與分析，以期對長江上游烏江流域的降水徑流關系進行分析，為長江上游水資源合理調度提供依據。

1 烏江流域降水資料分析

1.1 線性傾向回歸分析

對烏江流域降雨系列(1956～2014)進行回歸分析，得出線性回歸方程為：x=-1.5157t+4138，相應統(tǒng)計參數(shù)為：T=-1.734，r=-0.224。

當給定a=0.05，n-2=59-2=57，查T分布得臨界值ta/2(n-2)=2.002>|T|=1.734，說明烏江流域降雨系列有減小趨勢，但減小趨勢不顯著。

當給定a=0.05，n-2=59-2=57，查相關系數(shù)檢驗表得臨界值ra(n-2)=0.256>|r|=0.224，同樣說明烏江流域降雨系列有減小趨勢，且減小趨勢不顯著。

圖1 烏江流域(1956～2014)降雨系列線性傾向趨勢變化過程線

烏江流域降雨系列趨勢曲線如圖1所示。從圖可以看出烏江流域多年平均降雨量為1 129mm，近59年來降雨量呈下降趨勢，平均線性遞減率為1.52mm/a。

1.2 Mann-Kendall法

根據烏江流域1956～2014年降雨系列資料作出M-K檢驗統(tǒng)計量變化如圖2所示。

(1)趨勢檢驗結果：經計算，烏江流域降雨系列Z=-1.45，即|Z|=1.45

(2)趨勢分析：烏江流域1957～1963年降雨資料系列呈下降趨勢，1964～1987年期間呈上升趨勢，從1988～1999年呈下降趨勢，2003～2014年呈下降趨勢，以上趨勢變化均不顯著。

(3)突變分析：從圖2可以看出UF和UB的交點有1個，位于臨界線區(qū)間，因此根據Mann-Kendall秩檢驗方法，得出突變點1個，即烏江流域降雨系列趨勢變化的突變點在2003年前后。

圖2 烏江流域1956～2014年降雨系列變化趨勢診斷結果

1.3 Spearman秩次相關檢驗

對烏江流域降雨資料系列(1956～2014)進行Spearman秩次相關檢驗計算，計算結果為T=1.40。

選擇置信水平a=0.05，n-2=59-2=57，查T分布得臨界值|tα/2(n-2)=2.002>|T|=1.40，即接收原假設,說明烏江流域降雨系列有減小趨勢，但減小趨勢不顯著。

1.4 Kendall秩次相關檢驗

給定顯著性水平a=0.05，查正態(tài)分布表得到臨界值Ua/2=1.96，由于|M|=1.46

2 烏江流域徑流資料分析

2.1 線性傾向回歸分析

對烏江流域徑流資料系列(1956～2014)進行回歸分析，得出線性回歸方程為：x=-0.5255t+1653.3，相應統(tǒng)計參數(shù)為：T=-0.648，r=-0.086。

當給定a=0.05，n-2=59-2=57，查T分布得臨界值|tα/2(n-2)=2.002>|T|=0.648，說明烏江流域徑流系列有減小趨勢，但減小趨勢不顯著。

當給定a=0.05，n-2=59-2=57，查相關系數(shù)檢驗表得臨界值ra(n-2)=0.256>|r|=0.086，同樣說明烏江流域徑流系列有減小趨勢，且減小趨勢不顯著。

圖3 烏江流域(1956～2014)徑流系列線性傾向趨勢變化過程線

烏江流域徑流系列趨勢曲線如圖3所示。從圖可以看出烏江流域多年平均徑流深為610mm，近59年來徑流深呈下降趨勢，平均線性遞減率為0.525mm/a。

2.2 Mann-Kendall法

根據烏江流域1956～2014年徑流深系列資料作出M-K檢驗統(tǒng)計量變化如圖4所示。

(1)趨勢檢驗結果：經計算，烏江流域徑流深系列Z=-0.40，即|Z|=0.40

(2)趨勢分析：烏江流域徑流深資料系列在1958～1963年期間呈下降趨勢，從1964～2010年后開始呈持續(xù)上升趨勢，其中1976～1978、1983～1984年期間上升趨勢顯著，2011～2014年呈下降趨勢。

(3)突變分析：從圖4可以看出UF和UB的交點有3個，位于臨界線區(qū)間，因此根據Mann-Kendall秩檢驗方法，得出突變點3個，即烏江流域徑流深系列趨勢變化的突變點在1958、1961、2008年前后。

2.3 Spearman秩次相關檢驗

對烏江流域徑流深系列(1956～2014)進行Spearman秩次相關檢驗計算，計算結果為T=0.42。

選擇置信水平a=0.05，n-2=59-2=57，查T分布得臨界值tα/2(n-2)=2.002>|T|=0.42，即接收原假設，說明烏江流域徑流深系列趨勢變化不顯著。

2.4 Kendall秩次相關檢驗

給定顯著性水平a=0.05，查正態(tài)分布表得到臨界值Uα/2=1.96，由于|M|=0.41

3 降雨徑流關系變化趨勢分析

3.1 徑流系數(shù)趨勢分析

對烏江流域徑流系數(shù)資料系列(1956～2014)進行回歸分析，得出線性回歸方程為：x=0.0002t+0.0676，相應統(tǒng)計參數(shù)為：T=0.679，r=0.09。

當給定a=0.05，n-2=59-2=57，查T分布得臨界值tα/2(n-2)=2.002>|T|=0.679，說明烏江流域徑流系數(shù)系列有增加趨勢，但增加趨勢不顯著。

當給定a=0.05，n-2=59-2=57，查相關系數(shù)檢驗表得臨界值ra(n-2)=0.256>|r|=0.09，同樣說明烏江流域徑流系數(shù)系列有增加趨勢，且增加趨勢不顯著。

烏江流域徑流系數(shù)系列趨勢曲線如圖5所示。從圖可以看出烏江流域多年平均徑流系數(shù)為0.54，近59年來徑流系數(shù)基本沒有變化，平均線性遞增率為0.0002mm/a。

3.2 Mann-Kendall法

根據烏江流域1956～2014年徑流系數(shù)系列資料作出M-K檢驗統(tǒng)計量變化如圖6所示。

圖6 烏江流域1956～2014年徑流系數(shù)系列變化趨勢診斷結果

(1)趨勢檢驗結果：經計算，烏江流域徑流系數(shù)系列Z=0.667，即|Z|=0.667

(2)趨勢分析：烏江流域徑流系數(shù)系列在1957～1958年期間呈上升趨勢， 1959～1962年期間呈下降趨勢，從1963～2014年呈持續(xù)上升趨勢，且1975～1985、1996～2005年上升趨勢顯著。

(3)突變分析：從圖6可以看出UF和UB的交點有7個，位于臨界線區(qū)間，因此根據Mann-Kendall秩檢驗方法，得出突變點7個，即烏江流域徑流系數(shù)系列趨勢變化的突變點在1958、1961、2010～2013年前后。

3.3 Spearman秩次相關檢驗

對烏江流域徑流系數(shù)資料系列(1956～2014)進行Spearman秩次相關檢驗計算，計算結果為T=-0.788。

選擇置信水平a=0.05，n-2=59-2=57，查T分布得臨界值ta(n-2)=2.002>|T|=0.788，即接收原假設,說明烏江流域徑流系數(shù)系列趨勢變化不顯著。

3.4 kendall秩次相關檢驗

給定顯著性水平a=0.05，n-2=59-2=57，查正態(tài)分布表得到臨界值Uα/2=1.96，由于|M|=0.670，說明徑流系數(shù)序列有上升趨勢，但上升趨勢不明顯。

4 結 論

通過對烏江流域1956～2014共計59年的降水、徑流資料的統(tǒng)計分析，采用線性回歸趨勢分析、Mann-Kendall分析、Spearman秩次相關檢驗、Kendall秩次相關檢驗等4種趨勢檢驗分析方法，其成果歸納如表1。

表1 烏江流域1956～2014年降水徑流響應關系趨勢分析成果匯總表

結論是：(1)烏江流域多年平均降水量為1 129.4mm，降雨系列呈減小趨勢，平均線性遞減率為1.52mm/a，但減小趨勢并不顯著。根據Mann-Kendall法，得出突變點在2003年前后，且實變在95%的信度水平之內。(2)烏江流域多年平均徑流深為610.15mm，近59年徑流深系列呈下降趨勢，平均線性遞減率為0.525mm/a，且下降趨勢也不顯著。根據Mann-Kendall秩相關檢驗得出突變點3個，即烏江流域徑流深系列趨勢變化的突變點在1958、1961、2008年前后。(3)烏江流域多年平均徑流系數(shù)為0.54，近59年來徑流系數(shù)系列基本沒有變化，平均線性遞增率為0.0002mm/a，且趨勢并不顯著。

流域產生的徑流是流域內的降水與流域下墊面條件共同作用下的產物，當流域下墊面條件變化不大時，流域內的徑流與降水的演變規(guī)律是基本一致的，而其差異性主要是人類活動的影響。由烏江流域降水徑流響應關系的分析可以看出，烏江流域徑流的減少其原因主要有以下兩個方面，一是流域內降水量的減少，二是人類活動的影響。

[1] 李 林，王振宇，等.長江上游徑流量變化及其與影響因子關系分析[J].自然資源學報.2004，19(6)：694-700.

[2] 孫甲嵐，雷曉輝，等.長江流域上游氣溫、降水及徑流變化趨勢分析[J].水電能源科學，2012，30(5)：1-4.

[3] 邵 駿，范可旭，等.烏江干流年徑流變化趨勢及成因分析[J].水文，2012，32(6):86-91.

[4] 《長江志》編纂委員會.長江志[M].北京：中國大百科全書出版社，2003:162-170.

[5] 郭海晉，張洪鋼，等.金沙江與長江中游洪水組成及遭遇規(guī)律研究[M].武漢：長江出版社，2013:3-13.

On Response Relationship between Precipitation and Runoff in Wujiang Valley

XU Cheng-han1，TANG Yong2

(1.Changjiang Institute of Technology, Wuhan 430212, China;2.Sichuan Dujiangyan Administation, Dujiangyan 611800, China)

The rainfall and runoff data of Wujiang valley during 1956-2014 are analyzed by using linear regression trend analysis, Mann-Kendall analysis, Spearman rank correlation method and Mann-Kendall rank correlation method.The results showed that: 1) The rainfall series of Wujiang valley is decreasing with an average linear decreasing rate of -1.52mm/a, but the decreasing trend is not significant.2) The runoff depth series of Wujiang valley is also decreasing with an average linear decline rate of -0.525mm/a, and the decreasing trend is not significant either.3) The runoff coefficient series of Wujiang valley has not changed; the rising trend is not significant with an average linear increasing rate of 0.0002mm/a.

rainfall; runoff; Wujiang valley; trend analysis

2016-08-23

徐成漢(1965-)，男，湖北仙桃人，副教授，大學，主要從事水文水資源教學及研究工作。

TV121+.1

A

1673-0496(2016)04-0010-03

10.14079/j.cnki.cn42-1745/tv.2016.04.004