近50年清洋河水沙變化影響因素定量分析

孫曉蕾

(遼寧省鞍山水文局，遼寧 鞍山 114039)

我國現(xiàn)有水土流失面積近300萬km2，是世界上水土流失情況最嚴(yán)重的國家之一[1]。水土流失具有侵蝕耕地、淤塞河道、影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等危害，是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的重大生態(tài)環(huán)境問題，是生態(tài)文明建設(shè)過程中的重要阻礙[2]。近年來，極端氣候頻現(xiàn)，人類農(nóng)林牧漁等生產(chǎn)及工程建設(shè)等活動導(dǎo)致的河流水沙災(zāi)害日益嚴(yán)重，因此，進(jìn)行降雨變化和人類活動與水沙變化之間的定量分析，開展水沙災(zāi)害的影響因素、預(yù)測研究，在水土保持理論研究和應(yīng)用中都具有重要意義。

大沽夾河，位于山東省煙臺市，分為東支流和西支流。西支流亦為清洋河，干流長75km，流域面積為 1224km2。大沽夾河山區(qū)植被較少，水土流失嚴(yán)重，且河口段大潮進(jìn)沙量大，容易造成河道泥沙淤積，汛期暴雨時洪水下泄，河道內(nèi)水位急速上升而產(chǎn)生洪澇災(zāi)害。清洋河流域內(nèi)最重要的水利工程是門樓水庫，本研究選取門樓水庫水文站的水文資料作為清洋河流域水文要素情況的代表站[3]。

1 分析方法

1.1 Mann-Kendall檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

Mann-Kendall檢驗(yàn)是分析水文序列趨勢的有效工具，對于任意時間序列xi(i=1，2，…，n)，Mann-Kendall[4-6]趨勢檢驗(yàn)的統(tǒng)計量如下：

(1)

式中

(2)

當(dāng)數(shù)據(jù)樣本數(shù)n≥8時，統(tǒng)計量S服從正態(tài)分布，方差為

(3)

標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計量服從正態(tài)分布，即

(4)

衡量趨勢大小指標(biāo)為

(5)

式中，1

1.2 啟發(fā)式分割法

設(shè)x(t0)為時間序列x(t)的分割點(diǎn)，分割后的兩個子序列的平均值設(shè)為μ1(i)和μ2(i)，標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)為S1(i)和S2(i)，則i點(diǎn)的合并偏差SD(i)為[7-9]

(6)

i點(diǎn)分割的兩個子序列均值差異檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)TD(i)為

(7)

Tmax(i)對應(yīng)兩個子序列差異最大的情況，統(tǒng)計概率P(Tmax)為

(8)

設(shè)定臨界值P0，當(dāng)P(Tmax)≥P0，則在該點(diǎn)將數(shù)列分為兩個具有差異的子序列，并對分割得到的子序列進(jìn)行循環(huán)分割，直至不可分割。設(shè)0為最小分割尺度，當(dāng)序列長度小于0時，將不再進(jìn)行分割。一般0.5≤P0≤0.95，0≥25。

1.3 有序樣本聚類檢驗(yàn)法

有序樣本聚類檢驗(yàn)法是對多變量的研究樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行多元統(tǒng)計的分析方法，可根據(jù)研究樣本數(shù)據(jù)的離散程度或相似系數(shù)，推求最優(yōu)的分段點(diǎn)，將樣本數(shù)據(jù)分成若干子序列[10]，使同一子序列的數(shù)據(jù)之間離差平方和較小，而不同子序列數(shù)據(jù)之間的離差平方和較大[11]。

假設(shè)τ為序列xi(t=1，2，…，n)的分段點(diǎn)，則子序列的離差平方和為

(9)

與

(10)

總離差平方和為

Sn(τ)=Vτ+Vn-τ

(11)

式中，Sn取最小值時對應(yīng)的τ即為最優(yōu)分段點(diǎn)。

1.4 雙累積曲線法

Searcy[12]在Merriam[13]研究的基礎(chǔ)上，對雙累積曲線法進(jìn)行了拓展研究，使其廣泛應(yīng)用于水文要素的一致性檢驗(yàn)、變化規(guī)律檢驗(yàn)、缺值插補(bǔ)等水文要素趨勢性變化分析。

(12)

(13)

式中，X′，Y′分別為X，Y的累積量；Xi為第i年的參考變量；Yi為第i年的檢驗(yàn)變量。

2 氣候變化對清洋河徑流影響硏究分析

2.1 降水、蒸發(fā)和徑流趨勢

1963—2016年歷年實(shí)測年降水量、徑流量和輸沙量如圖1所示。

圖1 1963—2016年清洋河實(shí)測年降水量、徑流量、輸沙量圖

利用Mann-Kendall模型對降水量、徑流量和輸沙量的趨勢進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示降水量、徑流量均呈下降趨勢，但年際變化不明顯，而輸沙量年際間呈顯著下降的趨勢，詳見表1。

表1 清洋河年降水量、徑流量、輸沙量檢驗(yàn)結(jié)果

2.2 年際要素變點(diǎn)分析

為了更準(zhǔn)確確定年際輸沙量的突變年份，采用啟發(fā)式分割法和有序樣本聚類檢驗(yàn)法進(jìn)行計算分析，相關(guān)結(jié)果如圖2所示。由此可以看出，采用啟發(fā)式分割法1976年的T值最大，且P(Tmax)≥P0，采用有序樣本聚類檢驗(yàn)法S0(τ)最小值發(fā)生在1976年。兩種方法均推得年際輸沙量突變年份為1976年。

圖2 清洋河徑流量的啟發(fā)式分割法和有序聚類分割法計算結(jié)果示意圖

同理，采用啟發(fā)式分割法和有序樣本聚類檢驗(yàn)法計算確定1976年為徑流量明顯變點(diǎn)。則年際輸沙量和徑流量序列分割為1963—1976年和1977—2016年兩個階段，相關(guān)水文氣候要素統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 清洋河不同階段水文氣候變量統(tǒng)計結(jié)果

2.3 降雨變化和人類活動對水沙影響的定量區(qū)分

利用Excel軟件繪制1963—2016年實(shí)際測量值的累積降水量-累積徑流量和累積降水量-累積輸沙量的雙累積曲線，如圖3—4所示。

圖3 清洋河1963—2016年累積降水量-累積徑流量雙累積曲線

圖4 清洋河1963—2016年累積降水量-累積輸沙量雙累積曲線

將累積降水量-累積徑流量曲線和累積降水量-累積輸沙量的雙累積曲線在計算突變點(diǎn)1976年分別分成兩段數(shù)據(jù)散點(diǎn)，并繪制趨勢線，計算回歸方程和方差。根據(jù)圖3—4，兩條雙累積曲線均在1976年發(fā)生轉(zhuǎn)折，趨勢線斜率均變小。

根據(jù)1963—1976年回歸方程預(yù)測1977—2016年的徑流量和輸沙量理論預(yù)測均值，則降水量變化導(dǎo)致的定量影響為不同時間跨度的理論均值差值，人類活動導(dǎo)致的定量影響為理論預(yù)測均值與實(shí)測均值的差值。

由表3計算結(jié)果可知，1977—2016 年的徑流量實(shí)測均值比1963—1976年減少1.03×108m3，其中降水量變化因素占76.70%，人類活動因素占23.30%；1977—2016 年的輸沙量實(shí)測均值比1963—1976年減少7.06×104t/a，其中降水量變化因素占29.89%，人類活動因素占70.11%。

表3 人類活動與降水量變化對清洋河水文要素影響

3 結(jié)論

(1)Mann-Kendall檢驗(yàn)顯示年際間降水量、徑流量均呈微弱下降趨勢，輸沙量呈顯著下降趨勢，并使用啟發(fā)式分割法和有序樣本聚類檢驗(yàn)法確定1976年為徑流量和輸沙量趨勢變化明顯變點(diǎn)。

(2)大沽夾河流域降雨呈逐年遞減趨勢，降雨分布極其不均，特別是1986、1989和1999年的降水量達(dá)到歷史極低值，對年際間徑流量降低趨勢起主要影響；另外，生活、工業(yè)、農(nóng)業(yè)用水的取用量逐年遞增，是徑流量減少的次要因素。徑流量年際間呈下降趨勢對輸沙量的變化起一定影響，但主要是由取水?dāng)r沙、河道整治、退耕還林等人類活動對輸沙量的顯著下降趨勢起決定性作用。

(3)河流水沙變化是復(fù)雜的動態(tài)變化過程，本研究為具有相似氣候和地理?xiàng)l件的河流體系水沙變化分析做出一次有益的嘗試，提供一種可供借鑒的定量分析方法，能否廣泛推廣還需進(jìn)一步研究探討。在后續(xù)的研究中，可將地下水開采、水利工程興建等因素納入分析范圍，更加全面準(zhǔn)確地分析清洋河水沙變化，使該方法具有更廣的借鑒性和更強(qiáng)的實(shí)用性。