烏江流域水沙變化趨勢及驅動力分析

郭文獻 趙瑞超 付體江 古今用

摘要：為對烏江流域水文變化趨勢特征及其主要驅動力進行分析，采用Mann-Kendall非參數(shù)檢驗，滑動T檢驗和累積曲線等方法研究了烏江武隆站1965～2017年輸沙量、徑流量、降水量及其變化趨勢與突變特征，采用累積量斜率變化率法定量計算了烏江流域氣候變化和人類活動對輸沙量與徑流量變化的貢獻率，并通過河流影響因子法（River Impact，RI）對烏江水沙情勢改變度進行了分析。結果表明：烏江流域徑流量、降水量、輸沙量均呈下降趨勢，其中輸沙量的下降幅度最為顯著。導致徑流量和輸沙量下降的主要驅動因素分別是氣候變化與人類活動。烏江流域徑流量發(fā)生輕度改變而輸沙量發(fā)生嚴重改變。

關 鍵 詞：水沙情勢;水文改變度;累積量斜率變化率法;烏江流域;氣候變化

中圖法分類號：X826

文獻標志碼：A

文章編號：1001-4179（2021）09-0071-08

DOI：10.16232/j.cnki.1001-4179.2021.09.012

0 引 言

烏江全長1 050 km，流域總面積為87 920 km2，橫貫貴州省西部、中部和東北部及四川省東部，是長江上游右岸的最大支流，也是三峽水庫最主要的水源補給河流之一[1]。烏江河口距三峽大壩僅489 km[2]，也是中國十三大水電基地之一[3]。1982～2013年烏江干流上先后修建了11座大型水庫，這些大型水利工程的修建勢必會在一定程度上引起烏江水沙特性發(fā)生改變[4]。近幾十年來，烏江流域水文情勢改變所產(chǎn)生的負面影響也越來越受到重視。國內(nèi)同時出現(xiàn)了大量的科學文獻研究了人類活動對河流水沙狀況的影響，如吳曉玲等[5]利用水文資料對烏江上游水沙態(tài)勢變異特征及其成因進行系統(tǒng)分析;陳松生等[6]初步評價了烏江流域的水沙特性及其原因;班璇等[7]采用了累積量斜率變化率法對漢江流域氣象水文變化驅動力進行了分析;熊亞蘭等[8]利用Mann-Kendall分析烏江水文特征和變化趨勢，并采用雙累積曲線法分析人類活動和氣候變化對烏江水沙的影響。管曉祥等[9]采用Mann-Kendall、均值差異T等進一步分析了烏江流域水沙演變規(guī)律。但這些研究主要針對河流的水文年際變化特征，缺乏氣候變化和人類活動對河流水沙情勢改變的定量評價。

本文采用烏江流域武隆站實測徑流、泥沙數(shù)據(jù)和流域內(nèi)多年降水資料，在考慮到氣候變化中降水對于河流水沙情勢的影響最為顯著，而氣溫、蒸發(fā)量等氣候因素對河流水文情勢的影響幾乎在所有的流域中都明顯受到降水差異的中和[10-11]，因此本文將降水作為影響烏江水沙情勢的主要氣候因子。在分析近幾十年來烏江流域水沙年際變化特征的基礎上，定量評價了氣候變化和人類活動對烏江水沙情勢的貢獻率及改變程度，本次研究可為烏江流域河流生態(tài)保護研究提供參考和基礎。

1 數(shù)據(jù)資料和方法

1.1 研究區(qū)域及數(shù)據(jù)

研究區(qū)域為烏江流域，流域集水面積87 920 km2，干流全長107 km，天然落差2 124 m，武隆水文站位于烏江下游，為烏江匯入長江的控制水文站，因此研究采用武隆水文站1965～2017年水文數(shù)據(jù)及流域內(nèi)氣象站多年降水數(shù)據(jù)資料分析近幾十年烏江水文情勢變化特征。其中徑流量、輸沙量數(shù)據(jù)來源于長江流域水文年鑒，降水資料來源于中國氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)（http：∥data.cma.cn/）。

1.2 趨勢分析及突變檢驗

Mann-Kendall趨勢檢驗通過計算時間序列數(shù)據(jù)的標準化變量Z，與某一置信水平α下的臨界變量對比。計算標準變量Z為正表示有上升趨勢，反之表示有下降趨勢;當Z超出臨界值時表明上升或下降趨勢顯著[12]。同時對原時間序列的逆序列進行同樣的統(tǒng)計量計算，使UB=UF，若兩條曲線在95%置信度水平內(nèi)出現(xiàn)交點，表明在該時間點發(fā)生突變，方法具體計算見參考文獻[13-14]。Mann-Kendall非參數(shù)檢驗不受樣本值和分布類型的干擾，但是檢驗過程中可能出現(xiàn)多個突變點，需要對這些突變點進行驗證。而滑動T檢驗法是通過考察兩組樣本平均值的差異是否顯著來檢驗突變。其基本思想是把一氣候序列中兩段子序列均值有無顯著差異視為來自兩個總體均值有無顯著差異的問題來檢驗。如果兩段子序列的均值差異超過了一定的顯著水平，則可認為有突變發(fā)生 [15]，即可以計算某一基準點的統(tǒng)計量t并與臨界值對比進行突變性檢驗[16]。本次研究采用Mann-Kendall法、滑動T檢驗法進行突變檢驗。

1.3 相關性分析

相關性分析是研究隨機變量間相關關系的統(tǒng)計方法[17]。水文變量之間的相關分析主要通過計算相關系數(shù)揭示不同要素之間的密切程度。將兩組隨機變量xi和yi（i=1，2，…，n）的相關系數(shù)R定義為

式中：為變量xi的平均值;為變量yi的平均值。當R≥0.8時表示為高度相關;當0.5≤R<0.8時表示為中度相關;當0.3≤R<0.5時表示為低度相關;當R<0.3時表示為相關程度極低。

1.4 雙累積曲線法

雙累積曲線是檢驗兩個參數(shù)間關系一致性及變化的方法，通過在直角坐標系中繪制同時期內(nèi)的一個變量連續(xù)累積值與另一個變量的連續(xù)累積值關系曲線，可用于水文氣象要素一致性檢驗、缺值插補及趨勢性變化和強度分析[18-19]。

1.5 河流影響因子

河流影響因子法主要考慮水文變量年際變化、極值發(fā)生時間變化、年內(nèi)變化，將這3類影響因子定義為MIF（Magnitude Impact Factor，量級影響因子）、TIF（Timing Impact Factor，時間影響因子）和VIF（Variation Impact Factor，年內(nèi)變化影響因子）并進行量化。MIF作為量級影響因子，其影響等同于TIF和VIF共同作用。河流影響因子RI計算公式為

VIF可由下式計算：

其中：

式中：RRI表示河流水沙情勢變化系數(shù);RRIpre和RRIpost分別表示河流改變前后水沙情勢指數(shù);MRRPk表示河流的月情勢因子，計算過程參考文獻[20-21]。

時間影響因子TIF主要考慮最大值、最小值和中值出現(xiàn)時間的變化，計算公式如下所示：

式中：TF表示時間變量指數(shù);DTMax表示輸沙量和徑流量最大值出現(xiàn)時間改變量;DTMin表示輸沙量和徑流量最小值出現(xiàn)時間改變量;DTMedian為輸沙量和徑流量中值出現(xiàn)時間改變量?？紤]到中值出現(xiàn)時間選取受水文數(shù)據(jù)統(tǒng)計方法限制，本次研究對式（7）進行精簡，去除原方法中DTMedian作為參數(shù)[22]，即修改后時間變量指數(shù)的計算公式為

公式（2）中，當RI處于0.75～1.00時為低度改變，0.50～0.75為中度改變，0.25～0.50為高度改變，0～0.25為嚴重改變[24]。

1.6 累積量斜率變化率

累積量斜率變化率法由王隨繼等[23]提出，可用于定量評估人類活動與氣候變化對河流泥沙改變的貢獻程度。該法假設：如果年輸沙量變化只受降水影響，則降水和輸沙量隨年份的累積曲線斜率為同倍比變化。將變量所有影響因素的綜合定義為1，根據(jù)各種影響因素隨時間累積斜率占變量累積斜率變化率的比值推求各種影響因素對變量的影響程度[24]。假定累積輸沙量隨時間變化在某一年出現(xiàn)拐點，拐點前后變量的斜率分別為YRa和YRb，累積降水量在拐點前后斜率分別為YPa和YPb。則：

累積水沙量斜率變化率KR（%）為

需要指出的是，氣候變化主要受到流域內(nèi)降水、蒸散發(fā)、氣溫以及地下水等因素影響。但蒸散發(fā)對徑流量、輸沙量影響較小，同時蒸散發(fā)數(shù)據(jù)獲取較為困難;而氣溫對于河流輸沙量的影響并不明顯[25];并且地下水變化主要體現(xiàn)在年內(nèi)分配，對年際變化影響可忽略不計，故本研究將氣候變化主要歸結為降水量的變化，通過分析降水與徑流量、輸沙量的關系來研究氣候變化對河流水沙情勢的影響。

2 結果分析

2.1 徑流-泥沙-降水變化與突變分析

為揭示烏江流域多年徑流-泥沙-降水變化趨勢，繪制出烏江流域1965～2017年徑流量、輸沙量、降水量變化曲線（見圖1～3），由徑流量變化曲線、輸沙量變化曲線、降水量變化曲線可以看出近50 a烏江流域年徑流量、年輸沙量、年降水量均呈現(xiàn)出減少趨勢，其中徑流量和降水量表現(xiàn)出相似的減少趨勢且均不顯著，年輸沙量表現(xiàn)出顯著的減少趨勢。為定量分析烏江流域徑流量、輸沙量、降水量變化趨勢，采用Mann-Kendall趨勢檢驗計算烏江流域武隆水文站年徑流量、年輸沙量和流域內(nèi)8個氣象站點年均降水量變化趨勢，結果如表1所列。其中年徑流量、年輸沙量、年降水量Mann-Kendall統(tǒng)計量分別為-1.43，-6.95，-1.23，均小于零;年徑流量、年降水量統(tǒng)計量Zc的絕對值均小于顯著水平（取α=0.05）的臨界值1.96，表明烏江流域年徑流量和年降水量均為不顯著的下降趨勢;年輸沙量統(tǒng)計量Zc的絕對值大于顯著水平（取α=0.05）的臨界值1.96，表明烏江流域年輸沙量為顯著下降趨勢。

由徑流量Mann-Kendall突變檢驗曲線（見圖4）可以看出：UF統(tǒng)計量和UB統(tǒng)計量的交點分別為1971，1986，1994，2003年。表明烏江流域徑流量可能在1971，1986，1994，2003年發(fā)生突變。

由年輸沙量Mann-Kendall突變檢驗曲線（見圖5）可以看到：UF統(tǒng)計量和UB統(tǒng)計量的交點為1992年，表明年輸沙量在1992年可能發(fā)生突變。

由降水量Mann-Kendall突變檢驗曲線圖（見圖6）可以看到：UF統(tǒng)計量和UB統(tǒng)計量的交點分別為1986，1994，2001年，說明烏江流域年降水量可能在1986，1994，2001年發(fā)生突變。

同時采用滑動T檢驗對烏江流域多年水沙、降水數(shù)據(jù)進行突變檢驗，結果顯示烏江流域徑流量分別在1994，2000年發(fā)生突變，輸沙量分別在1975，1991，1995年發(fā)生突變，降水量分別在1990，2000年發(fā)生突變，即統(tǒng)計量t>tα（本文tα=t0.01=2.704）。繪制出烏江流域降水-徑流雙累積曲線、降水-輸沙量雙累積曲線（見圖7～8）。

如圖7～8所示，烏江流域降水-徑流雙累積曲線未發(fā)生明顯偏轉，說明烏江流域降水徑流關系未發(fā)生改變。烏江流域降水-輸沙量雙累積曲線分別在1975，1992年發(fā)生了明顯的偏轉，說明烏江流域降水量-輸沙量關系在1975，1992年發(fā)生了突變。結合Mann-Kendall檢驗、滑動T檢驗結果和烏江流域降水-徑流雙累積曲線和降水-輸沙量雙累積曲線，最終確定烏江流域徑流量突變年份為1994年，輸沙量突變年份為1975，1992年，降水量突變年份為2000年（見表2）。

根據(jù)突變年份對烏江年徑流量、年輸沙量變化趨勢進行劃分，將年徑流量劃分為2個時段，Ta基準期（1965～1994年），Tb變異期（1995～2017年）;將年輸沙量劃分為3個階段，Ta基準期（1965～1975年），Tb變異Ⅰ期（1976～1992年），Tc變異Ⅱ期（1993～2017年）（見表3）。

將本節(jié)結論與管曉祥[9]、郭文獻[4]、吳曉玲[5]和邵駿[3]等的部分研究結論進行比較（見表4）。結果發(fā)現(xiàn)：由于管曉祥[9]和郭文獻[4]的研究站點相同且時間尺度相似，所以年徑流量與年輸沙量趨勢變化均呈現(xiàn)出下降趨勢，且年輸沙量下降幅度顯著，雖然本文所選取的時間尺度與二人的不同，但是年徑流量與年輸沙量均表現(xiàn)為相似的下降趨勢，且輸沙量下降趨勢明顯，但是徑流量、輸沙量、降水量分別在1994，1975，1992，2000年發(fā)生突變，突變點的不同可能是由于時間尺度選取的不同，導致Mann-Kendall與滑動T檢驗對于突變點的識別產(chǎn)生了變化。而吳曉玲[5]和邵駿[3]的研究站點不同且時間尺度也不相同，但是其所選站點均貫穿烏江上中下游，所以徑流量均表現(xiàn)相似的下降趨勢。這說明時間尺度選取的不同對于流域內(nèi)水文趨勢變化影響不大，但是對異常值的識別影響較為明顯。

2.2 水沙相關性分析

為了研究烏江流域徑流量與輸沙量相關性的階段性變化，結合武隆站徑流量與輸沙量變化的階段性劃分，將武隆站劃分為1965～1975年、1976～1992年、1993～2017年，3個階段。繪制武隆站輸沙量徑流量階段相關性曲線（見圖9）。根據(jù)圖9所示結果可以看出：1965～1975年、1976～1992年、1993～2017年期間武隆站年徑流量和年輸沙量在回歸線兩側較為分散，R值分別為0.34，0.01，0.22，呈現(xiàn)出隨時間變化逐漸減少的趨勢，說明武隆站水沙關系隨著時間的增長在逐漸變差，進一步說明了自20世紀90年代后烏江流域上修建運行的一系列水利工程設施對烏江水沙相關性變化的影響是十分顯著的。

2.3 氣候變化和人類活動對水沙變化貢獻率

根據(jù)上文徑流量、泥沙量變化階段劃分，采用累積量斜率變化率法分別計算不同時期人類活動和氣候變化對烏江流域徑流量、輸沙量變化的貢獻率，計算結果如表5所列。由貢獻率計算結果可知：在變異期Tb，氣候變化和人類活動對烏江流域徑流量變化的貢獻率分別為66.13%和33.87%，對輸沙量變化的貢獻率分別為11.62%和88.38%;在變異期Tc，氣候變化和人類活動對烏江輸沙量變化的貢獻率分別為6.61%和93.39%。研究結果表明：在變異期Tb，氣候變化是烏江流域徑流量發(fā)生年際變化的主要因素，對徑流量的影響占到了70%左右。在變異期Tb和Tc，人類活動是烏江流域輸沙量減少的主要影響因素，人類通過改變流域下墊面的方式影響流域輸沙是一個漸變的過程，畢竟大規(guī)模的開發(fā)和水土保持措施需要多年才能完成，其對流域產(chǎn)沙、輸沙的影響都是逐漸增加或減少的，而在河道上的水利工程建設卻能夠對輸沙產(chǎn)生立竿見影的影響[26]。在1984～2017年間，烏江上先后修建了烏江渡水電站（1982年）、普定水電站（1995年）、東風水電站（1995年）、引子渡水電站（2003年）、洪家渡水電站（2004年）、索風營水電站（2005年）、彭水水電站（2007年）、構皮灘水電站（2009年）、思林水電站（2009年）、銀盤水電站（2011年）、沙沱水電站（2013年），這些大型水利樞紐的建成運行是導致烏江流域輸沙量下降的主要原因。

2.4 水沙改變度分析

采用RI法（河流影響因子評價法）對烏江下游控制總站武隆站徑流量、輸沙量改變程度進行定量研究，根據(jù)表2中烏江水沙的階段性劃分結果來對徑流量、輸沙量階段性改變度進行分析計算，各RI指標計算結果見圖10和表6。結果表明：烏江流域徑流量MIF、VIF、TIF值在變異期Tb分別為0.98，0.44，0.36，說明烏江流域徑流量年內(nèi)最大值、最小值出現(xiàn)的時間和年內(nèi)分布分別發(fā)生了中度和高度改變，表明烏江干流水電站的修建只對烏江流域徑流量年內(nèi)變化影響較大，但是對于徑流量年際變化的影響較小;RI值為0.79，表明烏江流域徑流量在氣候變化的影響下其總體改變度為輕度改變。烏江流域輸沙量MIF、VIF、TIF值在輸沙量變異期Tb分別為0.54，0.45，0.45，表明從1976～1985年烏江年輸沙量年際變化較基準期Ta發(fā)生了高度改變，其年內(nèi)輸沙量最大值、最小值發(fā)生的時間和輸沙量年內(nèi)分布均發(fā)生了高度改變;RI值為0.48，表明在變異期Tb（1976～1992年）烏江流域水電站的修建和水土保持治理措施等人類活動使得烏江年輸沙量總體改變度為高度改變。而在變異期Tc，MIF、VIF、TIF、RI值分別為0.14，0.44，0.40，0.12，表明在1993～2017年輸沙量年際變化較基準期發(fā)生了嚴重改變，輸沙量年內(nèi)變化和輸沙量最大值、最小值出現(xiàn)的時間發(fā)生了高度改變，綜合改變度較基準期為嚴重改變?？偠灾?，烏江流域年徑流量在受氣候變化影響方面其綜合改變度為輕度改變，年輸沙量在人類活動的影響下已經(jīng)發(fā)生了嚴重改變。

3 徑流泥沙演變影響因素

影響流域內(nèi)徑流量和輸沙量的因素主要包括流域內(nèi)下墊面條件自然災害、氣候降水、人類影響等[27]，其中人類活動和降水對河流的產(chǎn)流產(chǎn)沙影響較大。根據(jù)近年的《貴州水資源公報》水資源量統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)：研究區(qū)工農(nóng)業(yè)等取水量未發(fā)生顯著變化[5] 。因此人類活動，例如修建水利工程等對河川徑流進行了一定的調(diào)節(jié)，從而改變了河川徑流原有的時空分布。由于烏江上興建的水庫多為日調(diào)節(jié)或不完全年調(diào)節(jié)水庫，對年徑流量的影響相對較小，主要改變的是徑流的年內(nèi)分配過程。而降水變化對徑流的影響較為敏感，能夠直接影響徑流量年際變化[3]。

人類活動對烏江流域年輸沙量的影響主要表現(xiàn)在水利工程的修建、水土保持治理措施的實施。為了評價水庫蓄水攔沙對烏江年輸沙量的影響，將武隆站作為總控制站分析烏江流域大型水庫建設情況與控制總站武隆站年輸沙量年際變化之間的關系，如表7所列。根據(jù)表7可知年輸沙量的階段性減少與流域內(nèi)水庫累積庫容的增加具有良好的相關性。在1965～1975年間，烏江上修建了一些小型的水電站，但是由于其庫容量較小其蓄水攔沙作用不明顯，所以在20世紀60～80年代初，烏江流域輸沙量變化不明顯，而隨著1982年烏江渡電站（庫容23.0億m3）的修建，1980～1985年庫區(qū)淤積泥沙約1.20億m3（1.39億t），年均淤積量為2 000萬m3（2 310萬t）[28]，使得變異期Tb的多年年均輸沙量1.94×107 t較基準期3.61×107 t減少了1.67×107 t，約占基準期年均輸沙量的50%。隨著1991～2017年烏江干流東風水電站（1994年蓄水，總庫容10.25億m3）、普定水電站（1995年建成，總庫容4.20億m3）、引子渡水電站（2003年蓄水，總庫容5.27億m3）、洪家渡水電站（2004年蓄水，總庫容49.47億m3）、烏江干流索風營水電站（2005年蓄水，庫容1.67億m3）、2007年彭水水電站（2007年蓄水，庫容24.65億m3）、思林水電站（2009年蓄水，庫容為12.05億m3）、構皮灘水電站（2009年蓄水，庫容為55.64億m3）等的建成蓄水，使得烏江流域年輸沙量在變異期Tc的多年年均輸沙量0.51×107 t較基準期3.61×107 t減少了3.10×107 t，約占基準期年均輸沙量的90%。所以烏江流域水利樞紐設施的興建與運行對于烏江干流年輸沙量的影響是巨大的。

4 結 論

（1）通過對烏江流域水沙、降水量的趨勢分析，發(fā)現(xiàn)武隆站徑流量、降水量其Mann-Kendall標準化變量分別為-1.43，-1.23，均未通過95%置信檢驗，表明徑流量、降水量表現(xiàn)出不明顯的下降趨勢;輸沙量Mann-Kendall標準化變量為-6.95，通過了95%的置信區(qū)間，表明輸沙量下降幅度顯著。

（2）根據(jù)Mann-Kendall非參數(shù)檢驗法和滑動T檢驗法對武隆站多年水沙序列和流域多年降水序列進行突變檢驗并結合徑流量-降水量雙累積曲、輸沙量-降水量雙累積曲線發(fā)現(xiàn)武隆站年徑流量在1994年發(fā)生突變，輸沙量分別在1975，1992年發(fā)生突變，降水量在2000年發(fā)生突變。并將徑流量變化劃分為1965～1994年、1995～2017年兩個階段，將輸沙量變化劃分為1965～1975年、1976～1992年、1993～2017年3個階段。

（3）根據(jù)對烏江流域泥沙序列的階段性劃分對烏江流域水沙進行階段相關性分析，結果顯示在輸沙量基準期Ta、變異期Tb、變異期Tc其相關系數(shù)R分別為0.34，0.01，0.22，表明烏江水沙相關性自變異期Tb后均處于極差的狀態(tài)。

（4）通過累積量斜率變化率法對烏江流域徑流量、輸沙量在不同變異期內(nèi)氣候變化和人類活動的貢獻率進行計算，計算結果顯示在徑流量變異期Tb（1995～2017年）氣候變化和人類活動的貢獻率分別為66.13%，33.87%，說明在此期間氣候變化是年徑流量減少的主要驅動力，輸沙量變異期Tb（1976～1992年）、變異期Tc（1993～2017年）氣候變化和人類活動的貢獻率分別為11.62%和88.38%，6.61%和93.39%，表明烏江流域年輸沙量減少的主要驅動因素是人類活動。

（5）采用RI法對烏江水沙不同階段的水文改變度進行計算分析，結果顯示年徑流量在變異期Tb（1995～2017年）在年際變化上為輕度改變，年輸沙量在變異期Tb（1976～1992年）、變異期Tc（1993～2017年）分別為高度、嚴重改變。

（6）通過對烏江流域水庫蓄水攔沙對年輸沙量影響分析可知：年輸沙量在變異期Tb（1976～1992年）較基準期Ta（1965～1975年）減少了1.67×107 t，約占基準期年均輸沙量的50%;在變異期Tc（1993～2017年）較基準期Ta（1965～1975年）減少了3.10×107 t，約占基準期年均輸沙量的90%。說明水庫蓄水攔沙是導致輸沙量顯著減少的重要原因之一。

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（編輯：江 文）