潮白河流域氣象水文干旱特征及其響應(yīng)關(guān)系

許怡然，魯 帆，謝子波，朱 奎，宋昕熠

(1. 中國礦業(yè)大學(xué)資源與地球科學(xué)學(xué)院，江蘇 徐州 221008；2. 中國水利水電科學(xué)研究院水資源研究所，北京 100038)

干旱作為一種頻繁發(fā)生且最具破壞力的自然災(zāi)害之一，幾乎發(fā)生在全球范圍內(nèi)所有氣候區(qū)，并深刻影響當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)與社會環(huán)境。隨著現(xiàn)代社會的高速發(fā)展以及人口的快速膨脹，水資源短缺日益嚴(yán)重，在全球氣候變暖的背景下，更突出了干旱問題的嚴(yán)重性。干旱指某個時間段內(nèi)某地由于水分入不支出，不足以滿足人類生存發(fā)展的現(xiàn)象。Wilhite D A等于1985年提出干旱可以細(xì)分成氣象、農(nóng)業(yè)、水文和社會經(jīng)濟(jì)4類干旱[1]。其中氣象干旱強(qiáng)調(diào)由于持續(xù)性的異常氣象如降水不足等導(dǎo)致的干旱現(xiàn)象，一般以降雨量和蒸發(fā)量為指標(biāo)，而水文干旱則強(qiáng)調(diào)河流、地下含水層等水體中含水量過低所導(dǎo)致的干旱，一般以徑流量為指標(biāo)。從發(fā)生時間來看，水文干旱處于干旱發(fā)展的次級階段，被認(rèn)為是聯(lián)系其余3種干旱類型的紐帶[2]。國內(nèi)外對氣象干旱的研究較多，且已經(jīng)形成了評估氣象干旱影響的客觀指標(biāo)和干旱事件鑒別方法。但水文干旱由于其形成機(jī)制和發(fā)展過程非常復(fù)雜，雖然近年來對水文干旱指數(shù)的構(gòu)建及其過程識別和頻率與重現(xiàn)期的分析已成為熱點(diǎn)研究，但仍沒有滿足客觀準(zhǔn)確評估水文干旱的現(xiàn)實(shí)需求。目前已有包括地表供水理論[3]、地下水虧缺指數(shù)[4]等在內(nèi)的多種水文干旱指標(biāo)，但這些方法數(shù)據(jù)要求高，計(jì)算復(fù)雜。相較而言，由Shukla S等人開發(fā)的標(biāo)準(zhǔn)徑流指數(shù)(The Standardized Runoff Index, SRI)[5]和Nalbantis為分析希臘the Evinos River流域水文干旱情況而開發(fā)的徑流干旱指數(shù)(The Streamflow Drought Index, SDI)[6]更為簡單有效，二者均是基于標(biāo)準(zhǔn)降水指數(shù)(SPI)發(fā)展而來。Majid K等采用SDI分析了伊朗西南部水文干旱特征[7]。Liu L, Christopher N B等人基于SRI、PDS和SPI構(gòu)建模型評估美國俄克拉何馬州the Blue River流域未來干旱風(fēng)險(xiǎn)[8]。

潮白河流域?qū)俸：铀?，流域?nèi)建有兩座大型水庫——密云水庫和懷柔水庫，其中密云水庫是北京唯一的飲用水源供應(yīng)地。近幾十年來，該流域年降水量下降趨勢明顯，同時密云水庫的入庫流量也隨之減少[9-10]，且地處我國大型干旱區(qū)之一的黃淮海干旱區(qū)。與此同時，隨著北京市經(jīng)濟(jì)發(fā)展與人口增長，蓄水量需求不斷增大，使得北京市用水形勢較為嚴(yán)峻，人水矛盾突出。因此針對潮白河流域干旱研究就顯得極其重要且迫切。前人的研究主要集中在潮白河流域水文氣象要素變化和氣象干旱特征等方面，對于該流域的水文干旱以及水文、氣象干旱響應(yīng)關(guān)系的分析較少。本文基于SDI和SPI量化潮白河流域的水文、氣象干旱，采用游程理論分析干旱過程，提取干旱特征，采用Mann-Kendall法分析干旱特征趨勢，并探求水文氣象干旱響應(yīng)關(guān)系，以期為潮白河流域的干旱應(yīng)對工作提供一定的依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

潮白河流域位于華北平原北部，地處115°25′～117°35′E，40°20′～41°37′N，上游有潮河和白河兩大支流，控制面積分別為4 854.5 km2和9 006.5 km2，兩河在下游均流入密云水庫，整個潮白河流域均為密云水庫的集水區(qū)。流域年平均降水量660 mm，季節(jié)變化明顯，主要在6-8月份。1960-2000年密云水庫平均入庫流量10.434億m3，2001年以來為3.893億m3。

降水?dāng)?shù)據(jù)來源為1960-2011年中國地面氣象資料日值數(shù)據(jù)集(http://data.cma.cn)，站點(diǎn)包括豐寧、赤城、佛爺頂、湯河口、灤平、密云上甸子和興隆七站(如圖1所示)。徑流水文數(shù)據(jù)采用密云水庫實(shí)測入庫流量數(shù)據(jù)，潮河和白河在流域下游均匯入密云水庫，故選取密云水庫同期各月來水量，時間年限為1960-2011年。

圖1 潮白河流域及研究站點(diǎn)位置Fig.1 Location of the Chaobai River Basin and distribution of research stations

1.2 研究方法

基于潮白河流域1960-2011年逐月降水、徑流數(shù)據(jù)，分別采用標(biāo)準(zhǔn)化降水指數(shù)(SPI)和徑流干旱指數(shù)(SDI)劃分該流域氣象、水文干旱等級；并采用游程理論識別干旱過程，提取干旱特征要素——干旱歷時與干旱烈度；采用Mann-Kendall趨勢檢驗(yàn)法分析水文干旱與氣象干旱要素的趨勢性；采用Spearman秩相關(guān)檢驗(yàn)分析SPI和SDI的相關(guān)性，并探求水文干旱對氣象干旱的滯后時間，為該地區(qū)的水資源管理和旱災(zāi)應(yīng)對提供一定的根據(jù)。

(1)基于SPI和SDI的氣象、水文干旱等級劃分。標(biāo)準(zhǔn)化降水指數(shù)(SPI)在我國應(yīng)用較多，是我國氣象干旱等級劃分標(biāo)準(zhǔn)推薦方法之一[11]。而徑流干旱指數(shù)(SDI)是Nalbantis I和Tsakiris G在分析希臘the Evinos River流域水文干旱情況時提出[12]，計(jì)算與SPI類似，計(jì)算數(shù)據(jù)為實(shí)測河流徑流數(shù)據(jù)，適用多種時間尺度的水文干旱，以評估流域水文干旱嚴(yán)重程度。其干旱等級劃分也與SPI類似，如表1所示。

表1 徑流干旱指數(shù)(SDI)及標(biāo)準(zhǔn)化降水指數(shù)(SPI)干旱等級劃分

(2)基于游程理論的干旱過程識別。游程理論是一種分析時間序列的方法，能十分有效地對旱澇事件過程進(jìn)行識別，并提取干旱事件的干旱歷時和干旱烈度。干旱歷時指單次干旱所持續(xù)的時間，干旱烈度指單次干旱事件中指標(biāo)值與臨界值差值的累和，平均干旱強(qiáng)度表征單次干旱事件的平均缺水量。以上三個特征要素已知其中兩個，均可以求出另外一個，因此本文主要采用干旱歷時和干旱烈度作為干旱事件的特征要素。

在對干旱過程的識別中，需要對小干旱事件進(jìn)行過濾以及對多個干旱事件進(jìn)行合并，方法如下[13]：設(shè)定3個臨界值X0、X1和X2(X表示SPI或SDI值)，當(dāng)干旱指標(biāo)值X小于X1時，則初步認(rèn)為此月為干旱月。若某干旱事件干旱歷時為1且X大于X2，則此月為小干旱事件，可認(rèn)為沒有發(fā)生干旱；在完成小干旱事件過濾的基礎(chǔ)上，若兩次干旱過程間隔僅為1，且間隔期的X值小于X0，那么可以將二者合一，看作單次干旱事件。且干旱歷時為第1次事件始至第2次事件終(包括間隔期)，其干旱烈度為兩次事件烈度之和。本文中將3個臨界值分別設(shè)定為X0=0、X1=-0.3、X2=-0.5。

(3)基于Mann-Kendall檢驗(yàn)的干旱特征要素趨勢分析。Mann-Kendall檢驗(yàn)是分析時間序列變化趨勢的常用方法，通過統(tǒng)計(jì)值ZS的正負(fù)性來確定變化趨勢。

(1)

(2)

(3)

(4)

式中，xk和xi為連續(xù)的樣本數(shù)據(jù)值，n為樣本總長度，t為數(shù)據(jù)中存在相等值的個數(shù)。為確定趨勢變化程度，需對Zs進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，在置信水平α上，當(dāng)|ZS|>Z1-a/2，原假設(shè)被拒絕，時間序列存在明顯的趨勢性。確定置信水平α=0.05，當(dāng)|Zs|≤1.96時接受原假設(shè)(即無變化趨勢)；反之，說明序列具有明顯的上升(Zs>1.96)或下降(Zs<-1.96)趨勢[14]。

(5)

(6)

為避免子序列時段選擇的人為性，需反復(fù)變動子序列長度，以提高突變檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。

2 結(jié)果與分析

2.1 干旱過程識別

根據(jù)潮白河流域7個研究站點(diǎn)1960-2011年的逐月降雨數(shù)據(jù)，利用ArcGIS軟件實(shí)現(xiàn)對各站點(diǎn)的泰森多邊形的劃分，基于面積計(jì)算研究區(qū)面雨量，并以此計(jì)算流域1個月、3個月、6個月以及12個月時間尺度SPI。以密云水庫1960-2011年逐月入庫流量計(jì)算流域相應(yīng)時間尺度的SDI。圖2是研究區(qū)多時間尺度的SPI和SDI指數(shù)變化曲線圖(時間尺度分別是1個月、3個月、6個月、12個月)。

基于研究區(qū)月尺度的SPI及SDI，采用游程理論對潮白河流域研究期內(nèi)主要?dú)庀蟾珊岛退母珊凳录M(jìn)行識別，提取其干旱歷時、干旱烈度、平均干旱強(qiáng)度以及各干旱事件的起止年月，并統(tǒng)計(jì)干旱事件不同歷時頻次頻率(圖3)。

結(jié)果表明，氣象干旱在1960-2011年間共發(fā)生128次，歷時大多為1或2個月，占到總干旱事件次數(shù)的67.18%;歷時達(dá)4個月及以上的干旱事件較少，僅占總干旱事件次數(shù)的18.75%。52 a間氣象干旱最長歷時為10個月，起止時間為1967年9月至1968年6月，據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)記載[15]，1967年和1968年河北省長期少雨，部分地區(qū)自1967年9月至1968年7月288 d未落透雨，地面水枯竭，幾條主要河流斷流，地下水位顯著下降。但從平均干旱強(qiáng)度角度來看，1967-1968年的氣象干旱事件并非研究期內(nèi)最嚴(yán)重的氣象干旱，平均干旱強(qiáng)度僅為-1.077，與平均強(qiáng)度達(dá)-3.533的1975年9-10月干旱事件相差較遠(yuǎn)，但因其極長的持續(xù)時間，所引起的災(zāi)害后果不容小覷。

圖2 不同時間尺度下SPI和SDI變化曲線Fig.2 Time series of SPI and SDI at different time scales

注：圖中百分?jǐn)?shù)表示不同干旱事件歷時所出現(xiàn)的頻率。Note: The percentages in the figure indicate the frequency of each drought duration time.圖3 氣象干旱(a)與水文干旱(b)歷時統(tǒng)計(jì)Fig.3 Drought duration of meteorological(a)and hydrological(b)droughts

水文干旱在1960-2011年間共發(fā)生43次，既有1-2個月的短歷時干旱，也有長達(dá)40個月以上的長歷時干旱。與氣象干旱不同的是，水文干旱歷時達(dá)4個月以上的事件占總干旱次數(shù)的46.54%;存在2次40個月以上超長歷時干旱，起止時間分別是1999年6月至2003年2月、2005年5月至2008年8月，均在1999年以后，即90年代末以后，潮白河流域水文干旱頻繁發(fā)生且多為長歷時連續(xù)干旱，這與相關(guān)論文研究結(jié)果一致[16-17]。與氣象干旱不同的是，這2次歷時達(dá)40個月以上的干旱事件，其平均干旱強(qiáng)度亦在研究期內(nèi)水文干旱事件的前列，如1999-2003年長達(dá)45個月的干旱事件，其平均干旱強(qiáng)度達(dá)-2.055，僅次于2009-2010年的15個月的干旱事件。

2.2 干旱烈度與歷時的趨勢與突變分析

在進(jìn)行水文氣象干旱演變分析前，需對基于游程理論的干旱識別結(jié)果進(jìn)行一定的處理，統(tǒng)計(jì)年干旱烈度和年干旱歷時。本文中將年干旱烈度定義為按水文年(6月至次年5月)劃分所得該年中各月干旱烈度累積和，其值越小表明干旱越嚴(yán)重；年干旱歷時定義為該年中干旱月數(shù)。

采用M-K趨勢檢驗(yàn)法分別對氣象、水文干旱的年干旱烈度和年干旱歷時進(jìn)行趨勢分析(圖4)，氣象干旱的年干旱烈度和年干旱歷時的Zs值分別是-1.45和-0.36，均小于0，有略微下降的趨勢，即研究期內(nèi)氣象干旱的烈度有所增強(qiáng)但干旱歷時卻有所縮短，但是未達(dá)到0.05顯著性水平，二者趨勢均不明顯。與氣象干旱不同的是，水文干旱的年干旱烈度和年干旱歷時的Zs值高達(dá)-8.53和8.42，即烈度存在顯著的增強(qiáng)趨勢且歷時也有極為明顯的延長趨勢。由圖4也可知?dú)庀蟾珊盗叶扰c歷時線性趨勢斜率僅為-0.025和-0.005，趨勢均不明顯，而水文干旱則達(dá)到-0.419和0.228，與M-K趨勢檢驗(yàn)得到的存在顯著變化趨勢的結(jié)果一致。

氣候突變常表現(xiàn)為氣候從一種穩(wěn)定態(tài)(或穩(wěn)定持續(xù)的變化趨勢)跳躍式地轉(zhuǎn)變到另一種穩(wěn)定態(tài)(或穩(wěn)定持續(xù)的變化趨勢)[18]，一般我們可以采用氣候的特征平均值來衡量，即氣候若是從一個平均值急劇變化至另一個平均值，可稱為均值突變。采用滑動t-檢驗(yàn)法可較好地檢測均值突變，確定子序列n1=n2=k(k=3，5，8)，顯著性水平α=0.01和0.05。當(dāng)k=3，按t分布自由度ν=n1+n2-2=4時，t0.01=4.604、t0.05=2.776；當(dāng)k=5，ν=n1+n2-2=8時，t0.01=3.355、t0.05=2.306；當(dāng)k=8，ν=n1+n2-2=14時，t0.01=2.977、t0.05=2.145。結(jié)果如圖5～圖7所示。圖中(a)均為氣象干旱歷時的滑動t-檢驗(yàn)結(jié)果，從上至下分別為K=3、5和8三種情況，以避免人為設(shè)置子序列長度的隨意性。(b)、(c)、(d)分別為氣象干旱烈度、水文干旱歷時和水文干旱烈度的檢驗(yàn)結(jié)果。

氣象干旱年干旱烈度序列呈現(xiàn)連續(xù)性變化，在α=0.01和α=0.05顯著性水平時均未檢驗(yàn)出突變年份，其年干旱歷時序列在K=3時檢驗(yàn)出1977年左右和1998年左右存在突變，在α=0.05達(dá)顯著性水平，但隨著子序列長度的增加，該兩處突變年份均消失，故推定氣象干旱的年干旱烈度和歷時在研究期內(nèi)均無突變現(xiàn)象。與氣象干旱不同的是，水文干旱年干旱烈度與歷時均存在突變年份，雖然由于子序列的不同，突變年份有所漂移，但是可大致判斷出2個干旱特征要素均在1980年和1998年左右存在突變現(xiàn)象(1980年在α=0.05達(dá)到顯著水平，1998年在α=0.01達(dá)到顯著水平)。年干旱烈度統(tǒng)計(jì)值在1980年和1998年兩處突變年份都為正值，即烈度在該兩處均有顯著減小的突變現(xiàn)象；而年干旱歷時均為負(fù)值，即歷時在該兩處均有顯著的增加趨勢。該結(jié)論在圖4也可以看出，圖4中的黑實(shí)線分別為突變點(diǎn)前后的均值，水文干旱年干旱烈度在1980年前后分別為-1.21和-7.51，降幅超過500%，而1998年之后為-19.08，降幅超過150%；而年干旱歷時在1980年和1998年前后的升幅也分別達(dá)到370%和66%，因此水文干旱在1980年和1998年存在突變現(xiàn)象。

圖4 水文干旱(a)、氣象干旱(b)的干旱烈度與歷時Fig.4 Drought duration and drought severity of hydrological drought(a)and meteorological drought(b)

注： a、b、c、d分別為氣象干旱歷時、烈度和水文干旱歷時、烈度。下同。Note: a, b, c, and d represent meteorological drought duration, severity and hydrological drought duration, severity, respectively. The same below.圖5 氣象、水文干旱突變檢驗(yàn)(k=3)Fig.5 Abrupt test of hydrological and meteorological drought,k=3

圖6 氣象、水文干旱突變檢驗(yàn)(k=5)Fig.6 Abrupt test of hydrological and meteorological drought,k=5

圖7 氣象、水文干旱突變檢驗(yàn)(k=8)Fig.7 Abrupt test of hydrological and meteorological drought,k=8

研究期內(nèi)水文干旱烈度和歷時分別存在增強(qiáng)和延長的趨勢，整體趨于嚴(yán)重，且水文干旱存在突變現(xiàn)象，而氣象干旱特征的變化并不明顯。為何氣象、水文干旱變化不一致？由于本研究分別采用以降水為輸入數(shù)據(jù)的SPI、以徑流為輸入數(shù)據(jù)的SDI表征氣象、水文干旱，所以可以從研究區(qū)的降雨、徑流著手分析原因。

任涵璐[19]在分析下墊面變化對潮白河流域地表徑流影響時發(fā)現(xiàn)研究區(qū)降水徑流關(guān)系發(fā)生了明顯的變化，1990年前與1990年后兩個不同時間段內(nèi)，相同的年降水量產(chǎn)生的徑流量變小，甚至出現(xiàn)年降水量增加而年徑流量減少的現(xiàn)象。高迎春、姚治君、王綱勝[20-22]等也通過不同的方法證明人類活動是引起潮白河流域徑流減少的主要因素，其次才是氣候變化因素。李子君[23]認(rèn)為研究區(qū)人類活動的影響可具體分為：(1)水資源的開發(fā)與利用，流域內(nèi)赤城縣、豐寧縣和灤平縣三縣農(nóng)業(yè)用水量增加，使得部分徑流被引出河道；(2)土地利用的變化，流域內(nèi)林地面積的快速增加和耕地、草地面積的大量減少在一定程度上截留了降雨；(3)水庫及跨流域引水的影響，水庫攔蓄部分徑流，且每年白河堡水庫向流域外調(diào)水。這印證了本文得出的氣象干旱和水文干旱的變化并不完全一致的結(jié)論。

另外，本文也得出水文干旱的年干旱烈度與歷時均存在突變現(xiàn)象的結(jié)論，突變時間分別為1980年和1998年。徐華山[24]在研究海河流域徑流變化時也發(fā)現(xiàn)類似的突變現(xiàn)象，突變時間與本文結(jié)論基本一致。他認(rèn)為第一次突變時間與我國農(nóng)田聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實(shí)施時間基本吻合，農(nóng)業(yè)用水的劇增對徑流減少有著重要影響，從而導(dǎo)致水文干旱特征的突變。另外潮白河流域位于1979年開始實(shí)施的三北防護(hù)林工程的治理區(qū)域中，故推斷第二次突變與研究區(qū)的土地利用變化存在極強(qiáng)的聯(lián)系。

2.3 水文和氣象干旱的響應(yīng)關(guān)系

水文干旱處在自然干旱發(fā)展次級階段，在發(fā)生時間上來說，一般滯后于氣象干旱，滯后時間一般取決于研究區(qū)的產(chǎn)流過程、地表水體蓄水作用等因素。為具體探求水文、氣象干旱的響應(yīng)關(guān)系，采用Spearman秩相關(guān)檢驗(yàn)分別對1、3、6和12個月尺度的SPI和SDI指數(shù)進(jìn)行相關(guān)分析，相關(guān)系數(shù)分別為0.433、0.556、0.640和0.648，以上相關(guān)系數(shù)均通過α=0.01顯著性水平檢驗(yàn)，故研究期內(nèi)潮白河流域水文、氣象干旱在12個月尺度上相關(guān)性較為顯著。從圖2，尤其是其中12個月時間尺度的曲線圖可證實(shí)水文、氣象干旱相關(guān)性較好以及二者之間的滯后性。

進(jìn)而分析研究區(qū)水文干旱相對于氣象干旱的滯后時間，分別取12個月尺度的SDI和SPI序列，組合成無滯后期、滯后1、2、3、…12個月共13組序列，分別進(jìn)行Spearman秩相關(guān)檢驗(yàn)(表2)，最大相關(guān)系數(shù)所對應(yīng)的時間梯度即為水文氣象干旱之間的滯后期。結(jié)果表明當(dāng)滯后期為1個月時，SDI-12與SPI-12相關(guān)系數(shù)達(dá)0.671，具有最高的相關(guān)性，在12個月滯后期時，相關(guān)系數(shù)僅為0.181，相關(guān)性最低，即潮白河流域在研究期內(nèi)以SDI表征的水文干旱相對于以SPI表征的氣象干旱的滯后期約為1個月。

水文干旱作為氣象干旱進(jìn)一步發(fā)展的次級階段，必然滯后于氣象干旱。滯后期的長短則取決于研究區(qū)域的降水徑流關(guān)系、蒸發(fā)強(qiáng)度等自然因素，當(dāng)然人類活動的影響也不可忽略，研究區(qū)土地利用情況以及用水強(qiáng)度等均會影響滯后期。研究區(qū)氣象干旱發(fā)生后，地表、地下水之間的補(bǔ)給關(guān)系受到何種影響，并如何進(jìn)一步引發(fā)水文干旱，這一點(diǎn)本文所計(jì)算的滯后期并未從機(jī)理上作出解釋，僅僅根據(jù)SPI和SDI的秩相關(guān)程度得到，大大降低了水文氣象干旱響應(yīng)關(guān)系分析的難度，但是其準(zhǔn)確性也隨之降低，僅可作為流域水文干旱早期預(yù)警的參考。

表2 水文、氣象干旱的響應(yīng)關(guān)系

注：以上相關(guān)系數(shù)均通過ɑ=0.01的顯著性水平檢驗(yàn)。

Note: All correlation coefficients passed the significant level test at ɑ=0.01.

另外從上文的分析已知潮白河流域干旱的變化趨勢極為明顯，且劉佳凱等[25]分析潮白河流域降水徑流關(guān)系時發(fā)現(xiàn)該流域降水徑流關(guān)系受人類活動的影響較大，如何在非一致性條件下研究水文氣象干旱的滯后關(guān)系以及氣象干旱轉(zhuǎn)變?yōu)樗母珊档呐R界條件，是亟待研究的問題。

3 結(jié) 論

利用潮白河流域1960-2011年7個氣象站逐月降雨以及同期密云水庫入庫流量數(shù)據(jù)，基于游程理論和Mann-Kendall檢驗(yàn)法分析水文、氣象干旱要素特性，并探求了水文、氣象干旱的響應(yīng)關(guān)系。通過上述分析，可得到如下結(jié)論：

1)研究期內(nèi)潮白河流域以SPI表征的氣象干旱多以短歷時干旱事件為主，歷時1-2個月的干旱事件達(dá)研究期內(nèi)氣象干旱事件總次數(shù)的67.18%，但是年干旱烈度和年干旱歷時的變化趨勢不明顯。

2)以SDI所表征的水文干旱存在極長歷時重烈度干旱事件，歷時達(dá)4個月以上的干旱事件達(dá)研究期內(nèi)水文干旱事件總次數(shù)的46.54%，最長干旱歷時達(dá)45個月，在研究期內(nèi)年干旱烈度存在增強(qiáng)趨勢，同時其干旱歷時亦有增長趨勢，且20世紀(jì)90年代末以來，水文干旱頻繁發(fā)生且多為長歷時連續(xù)干旱；研究期內(nèi)水文干旱特征要素均存在突變現(xiàn)象，突變年份為1980年和1998年。

3)研究期內(nèi)以SDI表征的水文干旱相對于以SPI表征的氣象干旱的滯后期約為1個月。