近60年黃澤江流域降雨徑流變化趨勢及突變分析

秦琳琳，過寒超

(1.紹興市水文站，浙江紹興312000；2.紹興市曹娥江大閘運行管理中心，浙江紹興312000)

自20世紀以來，全球氣候持續(xù)性顯著變暖，隨著人口的急劇增長和經(jīng)濟的快速發(fā)展，人類對水的需求增長越來越快，水資源供需矛盾日趨突出。徑流是水資源的重要組成部分，也是水循環(huán)過程中的關(guān)鍵環(huán)節(jié)之一，其變化蘊含著隨機、趨勢、周期、突變等非線性變化特征，而降水作為徑流形成與轉(zhuǎn)化的必要條件，以及人類活動對下墊面的影響都會導致流域天然水循環(huán)過程發(fā)生變化，從而改變流域原始的降雨徑流關(guān)系[1-2]。因此，詳細揭示和掌握降雨、徑流關(guān)聯(lián)性和變化規(guī)律，理清氣候變化和人類活動對流域徑流變化的貢獻率顯得尤為重要，能夠為當?shù)貙崿F(xiàn)水資源可持續(xù)利用、全面建設(shè)節(jié)水型社會提供技術(shù)依據(jù)。

目前對長時間水文序列分析的方法很多，如對趨勢突變分析的多采用回歸分析、滑動平均、Mann-Kendall檢驗等方法；而在復雜多尺度周期性分析上，采用小波分析方法比較普遍。蔡濤[3]采用Mann-Kendall方法對大凌河中上游近61 a降水變化及突變特征進行分析；呂樂婷等[4]采用滑動平均、線性回歸、Mann-Kendall檢驗等方法檢驗了東江流域降水、徑流的變化趨勢以及兩者之間的耦合關(guān)系；袁菲等[5]采用Mann-Kendall檢驗、小波分析等方法分析研究近50 a西、北江干流徑流變化特征并預測其發(fā)展趨勢；孫周亮等[6]采用Pettitt檢驗和Mann-Kendall檢驗對澴河上游降雨、徑流序列進行變化趨勢與突變檢驗，探究該區(qū)域汛期降雨徑流的時空演變規(guī)律；邱玲花等[7]采用Mann-Kendall檢驗、滑動t檢驗、Yamamoto、Pettitt等方法聯(lián)合識別太湖西苕溪流域降雨和徑流的突變點；Hadi等[8]利用修正Mann-Kendall檢驗、Sen趨勢分析算法等方法評估印度中部不同時間尺度的降雨變化趨勢；Krishna等[9]利用修正Mann-Kendall檢驗等方法研究印度西孟加拉邦不同尺度降雨變化趨勢及幅度，用于指導當?shù)剞r(nóng)業(yè)實踐和用水管理。

近年來，隨著經(jīng)濟社會的不斷發(fā)展，黃澤江流域的水利工程開發(fā)建設(shè)和河道整治等工程較多，人類活動對流域自然環(huán)境的影響顯著加強，加之在全球氣候變化的背景下，黃澤江流域水文循環(huán)條件發(fā)生了較大的改變。本文旨在分析60 a來黃澤江降雨、徑流的變化特征，著重探討徑流的趨勢變化規(guī)律，定量分析氣候變化和人類活動對徑流變化的貢獻率，并揭示其徑流變化的可能原因，為黃澤江流域防洪和水資源合理規(guī)劃利用提供一定的參考依據(jù)。

1 研究區(qū)域概況

黃澤江屬曹娥江水系，發(fā)源于海拔954 m的寧海縣與新昌縣交界望海崗耐煩嶺，經(jīng)新昌縣境內(nèi)至柿紅山腳入嵊境內(nèi)，至嵊州浦口街道萬年亭附近注入曹娥江。嵊州市境內(nèi)河長13.9 km，右岸有上東江(晦溪)匯入。流域面積577 km2，全長65 km，河道平均比降4.5‰，砂礫河床寬90～140 m。黃澤水文站最大洪峰流量1 770 m3/s(2009年8月9日)。多年平均流量11.4 m3/s，年徑流量3.59 億m3。黃澤江水系分布見圖1。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

黃澤江流域共有5個國家基本雨量站，自上游至下游分別為雪頭、沙溪、欽村、張婆塢、牛團倉；有1個國家基本水文站黃澤站，觀測項目有雨量、水位、流量，集水面積542 km2，黃澤水文站的前身是官塘水文站，1978年因黃澤江治理，原官塘水文站遷建至黃澤鎮(zhèn)設(shè)立黃澤站，為保證水文資料系列的一致性，已對遷站前的徑流系列進行還原計算。

本次分析的降雨序列為黃澤江流域內(nèi)所有雨量站、水文站的1958—2017年實測降雨資料按泰森加權(quán)平均法計算得到，部分站點因建站時間較晚，自有監(jiān)測資料起參與計算。徑流序列采用黃澤水文站1958—2017年實測資料，其中1968—1969年采用結(jié)合經(jīng)驗系數(shù)插補推求得到。

2.2 研究方法

2.2.1Mann-Kendall檢驗法

Mann-Kendall檢驗法[10-11]是一種被廣泛應用于實際研究的非參數(shù)檢驗方法，適用于水文氣候序列是平穩(wěn)的隨機獨立序列xi,i=1,2,3,…,n，對于給定樣本序列定義一個統(tǒng)計量：

(1)

式中mi——第i個樣本xi大于xj(1≤j≤i)的累計值。

在原序列的隨機獨立等假設(shè)下，dk的均值、方差分別為：

E[dk]=k(k-1)/4

(2)

Var[dk]=k(k-1)(2k+5)/72(2≤k≤n)

(3)

對dk標準化：

(k=1,2,…,n)(4)

UFk為標準分布，將所有的UFk組成一條曲線UF，通過信度檢驗可得出其是否存在明顯的增長或減少趨勢。同理，將同樣的方法引用到反序列中，得到另一條曲線UB。如果曲線UF和UB出現(xiàn)交叉且位于信度線之間，那么交叉點對應的時刻便是突變開始的時間[12-13]。

2.2.2Yamamoto法

Yamamoto檢驗法的原理與滑動t檢驗相同，也是通過人為設(shè)定基準點將樣本序列分為2段子序列，定義一個信噪比S/N來表征突變指數(shù)[14]：

(5)

2.2.3Pettitt檢驗法

Pettitt檢驗法是一種計算便捷的非參數(shù)檢驗方法，目前在水文水資源分析計算領(lǐng)域有比較廣泛的應用[7,15-16]。該方法采用統(tǒng)計量Ut,n來檢驗同一時間序列xt的2個樣本，統(tǒng)計量序列Ut的公式：

(6)

式中，若xt>xk，則sgn(xt-xk)=1；若xt=xk，則sgn(xt-xk)=0；若xt

kt=max|Ut| |≤t≤n|

(7)

建立檢驗統(tǒng)計量P判別突變點是否顯著：

(8)

當P小于給定的顯著性水平α時(本文取α=0.05)，則認為檢測出來的突變點在統(tǒng)計意義上是顯著的。

2.2.4彈性系數(shù)法估算貢獻率

對于一個確定的流域，徑流的變化主要由氣候變化和人類活動共同影響造成的。即：

ΔR=ΔRC+ΔRH

(9)

式中 ΔR——徑流變化量；ΔRC——氣候變化引起的徑流變化量；ΔRH——人類活動引起的徑流變化量。

同時，徑流變化量可通過突變點前后2個時期的實測徑流量計算得到[17]，即：

ΔR=Rn+R1

(10)

式中Rn、R1——第n階段平均徑流量和基準期徑流量。

降水和蒸發(fā)是影響徑流變化的主要氣候因子，在計算ΔRC時，本文采用彈性系數(shù)法[18-19]來評價徑流對氣候變化的敏感性，即：

ΔRC=βΔP+γΔPET

(11)

式中β——徑流對降水的敏感系數(shù)；γ——徑流對潛在蒸發(fā)的敏感系數(shù)；ΔP——平均降水變化量；ΔPET——平均潛在蒸發(fā)變化量，潛在蒸發(fā)量利用FAO Penman-Monteith方法計算得到[20]。

氣候變化和人類活動對徑流變化影響的貢獻率計算得到：

(12)

(13)

式中δC、δH——氣候變化和人類活動對徑流變化影響的貢獻率。

3 結(jié)果與分析

3.1 降雨變化趨勢與突變分析

圖2是根據(jù)黃澤江流域5個雨量站和1個水文站實測降雨資料統(tǒng)計的年平均降雨量及其5年滑動平均曲線。從圖2中可以看出，黃澤江流域年平均降雨量主要呈現(xiàn)出豐枯交替變化過程，總體趨勢雖呈上升趨勢但不顯著。從表1中可以看出，20世紀60年代的降雨量較常年明顯偏少，偏少10.7%；而自2010年起降雨量顯著增多，較常年增多14.35%。結(jié)合圖3分析也可以看出，年平均降雨量整體上呈現(xiàn)先減少后增加的變化趨勢。具體地說，自1961年開始，UF處于0以下，并逐漸減小，在1967年超過檢驗臨界值-1.96(α=0.05)，表明該段時期年降雨量變化呈下降趨勢顯著，并于1967年達到最小值，1967—1969年可以確定為出現(xiàn)顯著下降的時間區(qū)域；自80年代起，UF基本處于0以上，并整體上呈振蕩上升趨勢，在2015年超過檢驗臨界值+1.96，表明該段時期年降雨量變化整體呈上升趨勢顯著，并于2015年達到最大值；20世紀80年代后期至21世紀初，和曲線相交于多處，說明在此期間年降雨量發(fā)生突變性上升或下降，呈現(xiàn)反復震蕩過程。

3.2 徑流變化趨勢與突變分析

圖4為黃澤水文站年徑流量Mann-Kendall檢驗曲線。從圖4中可以看出，黃澤水文站年徑流量在整個時間序列內(nèi)呈現(xiàn)豐枯交替的變化過程，總體趨勢雖呈減少趨勢但不顯著。從時間尺度來看，降雨、徑流的周期變化存在一定的同步性。20世紀50年代中期至60年代初期，UF處于0以上，徑流量變化呈現(xiàn)上升趨勢，其中1961—1962年超過檢驗臨界值+1.96(α=0.05)，說明該段時期的年徑流上升趨勢明顯，并于1962年達到極大值，1961—1962年可以確定為顯著上升的時間區(qū)域；自60年代中期至70年代初期，UF值驟然下降，并于1969年超過檢驗臨界值-1.96，說明該段時期徑流量下降趨勢十分顯著；自70年代中期起，UF基本處于0以下(除1977年外)，但均未超過檢驗臨界值-1.96，說明該段時期徑流量變化整體呈下降趨勢但不顯著。從圖4還可以看出，統(tǒng)計曲線UF和UB在±1.96臨界線之間相交于1963、2014、2016年附近，說明1963、2014、2016年可能是黃澤江徑流變化的突變年。

表1 黃澤江流域平均降雨量年代際變化情況

年代平均值/mm距平百分比/%1958—19591 5321.791960—19691 344-10.701970—19791 458-3.121980—19891 5261.401990—19991 5573.462000—20091 458-3.122010—20171 72114.35

為了對Mann-Kendall檢驗法檢測到的突變點進行驗證，筆者選用Pettitt檢驗、滑動t檢驗和Yamamoto法3種方法對年徑流序列的突變點進行檢驗，驗證突變點真?zhèn)?，增加突變分析的可信度。其中，滑動t檢驗和Yamamoto法的檢驗中子序列的長度均采用的是5 a。從圖5中可以看出，黃澤水文站年徑流量經(jīng)過4～5次較明顯的突變，滑動t檢驗統(tǒng)計值有正有負，說明該站徑流年際變化較明顯，其中最明顯的是1963—1964年的突變，滑動t檢驗統(tǒng)計值超過顯著水平，說明在該段時間前后年徑流量的變化趨勢發(fā)生了較大變化；另外，1973、2009年也被檢驗出突變點(統(tǒng)計值超過α=0.05)，徑流變化在該段時間也可能發(fā)生突變。同樣，利用Yamamoto法對徑流序列突變點進行檢驗(圖6)，檢驗出黃澤水文站年徑流量可能在1963—1964、1973年附近發(fā)生突變，特別是1963年的信噪比S/N達到1.86，超過顯著水平。而利用Pettitt檢驗方法則檢驗出年徑流量的突變發(fā)生在2008年，統(tǒng)計量，遠大于顯著性水平0.05，即突變年份2008年在統(tǒng)計意義上并不顯著。

通過對比，不同方法檢驗得到的可能突變年份存在差異(表2)，說明黃澤江流域的徑流突變在個別年份并不明顯，也表明這些突變檢驗方法存在一定的不足之處[21-23]。

由于資料序列限制，滑動t檢驗和Yamamoto法并不能檢驗到2013年以后的徑流突變情況，因此也就無法驗證Mann-Kendall檢驗出來的2014、2016年可能突變年份，加上Pettitt檢驗亦未檢出此段時間徑流存在突變，再結(jié)合年徑流過程線分析，筆者排除2014、2016年為突變年份。結(jié)合表3分析，各個突變年份前后年徑流量變化最大的年份是1963年，相對變化達-45.57%，說明1963年后黃澤水文站年徑流量有一個顯著減少的趨勢，而在2008—2009年附近該站的年徑流量有較為顯著增加的趨勢，因此，基本可以確定1963、2008—2009年是整個徑流序列的突變年份。

表2 不同方法檢驗得到的可能突變年份

注：*、**分別表示通過0.05、0.01顯著性檢驗

表3 可能突變年份突變前后徑流量變化

3.3 降雨徑流變化原因分析

河川徑流是氣候條件和下墊面等自然地理因素綜合作用的產(chǎn)物，影響其變化的驅(qū)動因子主要有兩方面：一是流域氣候變化改變降水和蒸發(fā)等氣候因子，直接響河川徑流的形成和變化；二是人類活動改變了流域下墊面狀況，影響了流域產(chǎn)匯流特征[24]，比如植樹造林、修建水利工程、上游源區(qū)引水灌溉等。

在所有的氣候因素中，降水是徑流變化的最直接影響因素，筆者利用相關(guān)分析法對黃澤江流域年降雨量與徑流量進行相關(guān)分析，相關(guān)系數(shù)為0.79，說明兩者整體上存在較好的相關(guān)性，變化規(guī)律基本吻合。在前述分析中可知，黃澤江流域降雨與徑流序列整體變化趨勢存在些許背離現(xiàn)象，這說明在降水量穩(wěn)定變化的情況下，人類活動是造成背離現(xiàn)象的直接原因。通過對流域資料的考證分析，流域內(nèi)引水灌溉和水庫攔蓄等人類活動導致河道徑流量減少，如因引水灌溉需要，黃澤江自上而下建有茹葫砩、馬浪砩、勞動砩、后官橋砩、賴石砩、朱湖山砩、官俞活動壩等砩壩，灌溉面積約0.05萬hm2。黃澤站上游有1座中型水庫(巧英水庫)，另外還有上東、新合、漁溪坑、竺家坑等6座小(1)型水庫。隨著上游欽寸水庫(總庫容2.44億m3，集雨面積316 km2，占黃澤水文站集水面積的58.3%)的修建及投入運行，徹底改變了流域下墊面條件，影響流域產(chǎn)匯流規(guī)律，加上每年計劃向?qū)幉ㄒ?.29億m3(約占多年平均徑流量的30%)，必將進一步導致降雨徑流關(guān)系的改變。

3.4 徑流變化影響因數(shù)定量分析

根據(jù)前述降雨、徑流的突變分析結(jié)果，結(jié)合流域內(nèi)水利工程建設(shè)時間等情況，劃分1958—1962年為序列的基準期、1963—2007年為研究期Ⅰ、2008—2017年為研究期Ⅱ。依據(jù)劃分好的時間段，結(jié)合彈性系數(shù)法定量分析氣候變化與人類活動對徑流變化的貢獻率。從表4中可以看出，與基準期相比，2個研究時段的徑流量都呈減小趨勢，研究期Ⅰ的減小幅度達到34.17%；潛在蒸發(fā)量也均呈現(xiàn)減小趨勢，研究期Ⅰ和Ⅱ分別減小了1.75%和8.82%；研究期Ⅰ的平均降雨量減小了5.32%，研究期Ⅱ則增加了8.68%。

由表5中可以看出，研究期Ⅰ內(nèi)，由于氣候變化引起黃澤江徑流減少的貢獻率為13.13%，而由于人類活動引起的徑流減少的貢獻率為86.87%；研究期Ⅱ內(nèi)，氣候變化對黃澤江徑流變化的影響呈現(xiàn)的是增加效應，貢獻率為8.91%，而人類活動對徑流減少的貢獻率則升高至108.91%，表明人類活動對流域徑流變化的影響要遠高于氣候變化的影響。

表4 黃澤江流域水文氣象要素變化分析

表5 氣候變化和人類活動對徑流變化的貢獻率

4 結(jié)論

為探究黃澤江流域降雨、徑流變化規(guī)律，本文采用滑動平均法、Mann-Kendall檢驗、滑動t檢驗、Yamamoto法和Pettitt檢驗等方法，綜合分析了黃澤江流域1958—2017年降雨、徑流序列的變化規(guī)律，主要結(jié)論如下。

a) 黃澤江流域年平均降雨量主要呈現(xiàn)出豐枯交替變化過程，總體呈上升趨勢但不顯著。20世紀60年代年降雨量變化呈下降趨勢顯著，1967—1969年可以確定為出現(xiàn)顯著下降的時間區(qū)域；自80年代起，年降雨量變化整體呈上升趨勢顯著，期間發(fā)生突變性上升或下降，呈現(xiàn)反復震蕩過程。

b) 黃澤水文站年徑流量在整個時間序列內(nèi)呈現(xiàn)豐枯交替的變化過程，總體趨勢雖呈減少趨勢但不顯著。20世紀50年代中期至60年代初期年徑流量上升趨勢明顯，于1962年達到極大值；自60年代中期至70年代初期年徑流量下降趨勢十分顯著，于1969年達到極小值；70年代中期起年徑流量變化整體呈下降趨勢但不顯著。

c) Mann-Kendall法檢驗出1963、2014、2016年可能是黃澤江徑流變化的突變年，筆者選用Pettitt檢驗、滑動t檢驗和Yamamoto法3種方法對年徑流序列的突變點進行驗證，可以確定1963年為突變點；同時，結(jié)合突變前后徑流變化情況對此3種方法檢驗出的突變點進行綜合論證，2008、2009年也是黃澤江水文站年徑流量的突變年份。

d) 黃澤江流域年降雨與徑流序列雖在某些時段存在些許背離現(xiàn)象，但整體上存在較好的相關(guān)性(相關(guān)系數(shù)為0.79)，引水灌溉、修建水庫、水庫攔蓄等人類活動是引起背離趨勢的主要原因，隨著上游欽寸水庫的投入運行，將會進一步促進降雨徑流關(guān)系的改變。

e) 與基準期相比，徑流量在1963—2007年減少了34.17%，氣候變化對其的貢獻率為13.13%，人類活動的貢獻率為86.87%；2008—2017年，徑流量減少了23.43%，但氣候變化對黃澤江徑流變化的影響呈現(xiàn)的是增加效應，貢獻率為8.91%，人類活動的貢獻率為108.91%。這說明人類活動對黃澤江徑流變化影響很大，處于主導地位。