近60年雜木河流域徑流長期演變規(guī)律及趨勢研究

何梅芳

(甘肅省武威水文站，甘肅 武威 733000)

甘肅省橫跨長江、黃河、河西內(nèi)陸河三大流域。其中，內(nèi)陸河流域水資源量最為緊缺，已經(jīng)成為制約當?shù)毓まr(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要因素。在這種情況下，水資源量如何管理、配置成為當?shù)匕l(fā)展面臨的重要的問題。研究表明甘肅省多年平均自產(chǎn)水資源總量289.40億m3，全省多年平均人均水資源量1150m3，是全國平均水平(2200m3)的一半，列全國第20位; 不足西北五省平均水平(2680m3)的一半，位列西北五省第4位[1]。河西內(nèi)陸河流域水資源總量61.29億m3，占全省水資源總量的21.2%。一個流域水資源量豐富與否，主要顯示在徑流量的大小與穩(wěn)定上，所以，徑流量的變化規(guī)律對一個區(qū)域的水資源量的優(yōu)化配置極其重要，掌握其變化特性及演變趨勢就很有必要。

王萬禎[2]利用距平累積曲線Mann-kendall檢驗和突變分析法對石羊河流域主要河流徑流演變特征及趨勢進行分析；郭靜等[3]基于小波分析法,對石羊河流域各支流出山口徑流序列進行多時間尺度分析,確定各河流徑流變化的主要周期；任建民等[4]研究了人類活動對石羊河流域水資源轉化的影響；楊正華[5]采用Mann-Kendall秩檢驗等3種方法,對流域各出山徑流的長期變化趨勢進行顯著性檢驗,并給出趨勢方程，研究表明，流域出山口徑流多年變化總體呈減少趨勢；王貴忠[6]研究得出，石羊河流域未來20年出山口徑流總量仍將減少。上述研究在石羊河流域徑流變化特征上取得了一定的成果，但對于小流域研究較少，尤其在支流的徑流變化程度及小尺度變化上的研究還顯不足。本文在前述文獻研究的基礎上，采用雜木寺水文站1956—2016年實測徑流資料，對雜木河近60年來的徑流長期演變規(guī)律及趨勢作了研究，掌握其變化規(guī)律，為區(qū)域內(nèi)水資源的合理配置及監(jiān)管提供有力的技術支撐。

1 研究區(qū)域概況

石羊河位于河西走廊的最東端，流域面積13.02km2[7]。雜木河位于石羊河的最上游，發(fā)源于冷龍嶺北側的牛頭山，出山口以上河長60km，流域面積851km2，海拔在2000～4881m之間，該流域內(nèi)年平均降水量504mm，蒸發(fā)量748mm，年均氣溫7.1℃，降水量年內(nèi)分配極不均勻，降水集中在6—9月，且隨著海拔降低呈遞減趨勢。雜木河設有雜木寺水文站，建于1948年，集水面積851km2，斷面以上區(qū)域植被較好，比降較大。目前主要的觀測項目有降水、蒸發(fā)、流量等。

2 數(shù)據(jù)與方法

本次分析采用雜木寺站1956—2016年的逐月、逐年流量實測資料，采用不均勻系數(shù)法、極差分析法對徑流的年內(nèi)變化幅度和分配特性進行分析，采用線性回歸法、滑動平均法及Kendall秩次相關法對年際徑流變化進行趨勢分析，采用累積距平法對年徑流的豐枯情況及周期變化作了分析，最后采用有序聚類法、Spearman法及Mann-Kendall(M-K)檢驗法檢驗序列突變點，找出徑流突變年份，對其變化顯著性進行檢驗。

2.1 不均勻性

徑流的年內(nèi)分配不均勻性可以用不均勻系數(shù)Cu來估計，考慮到徑流年內(nèi)自身調(diào)節(jié)功能，可以計算其完全調(diào)節(jié)系數(shù)Cr[8-10]。構造統(tǒng)計量如下：

(1)

(2)

(3)

(4)

Cu值越大，說明徑流年內(nèi)分配越不均勻；Cr值越大，說明徑流年內(nèi)分配越集中。

2.2 變化幅度

在計算變化幅度時，采用相對變化幅度計算法，先統(tǒng)計出水文序列的極值Rmax和Rmin，分別計算二者與平均月徑流量的比值，構造統(tǒng)計量如下：

(5)

(6)

式中：Rmax和Rmin分別是逐月最大、最小徑流量,m3/s。

2.3 滑動平均法

對一水文序列的幾個前期值和后期值進行平均，得出新的水文序列yt，使得原序列光滑化[12]。統(tǒng)計量為

(7)

當k=2時，就可以計算出其為5年滑動平均。假設原序列具有趨勢存在，在處理后的新序列yt中就能清晰地顯示出來。

2.4 有序聚類法

有序聚類法以有序分類來估計序列最有可能存在的突變點，本質(zhì)就是為了找到最優(yōu)分割點τ，使同類之間的離差平方和較小而類與類之間的平方和較大。構造統(tǒng)計量為

(8)

(9)

(10)

S取極小值時對應的τ為最優(yōu)分割點，這個分割點即為序列的突變點。

2.5 Mann-Kendall法

Mann-Kendall法簡稱M-K法，是一種非參數(shù)統(tǒng)計檢驗法，主要用于一組序列的變化趨勢顯著性檢驗[13]。但前提條件是假設需要檢驗的序列變化趨勢不顯著，則可以構造計算公式如下：

(11)

(12)

(13)

(14)

(15)

基于上述計算理論，在本次分析時給定顯著性水平a=5%，來計算雜木河徑流量的UFk值，如果|UFk|大于Ua/2，則原假設不成立，反之，原假設成立。Ua/2可在正態(tài)分布臨界值表查得。

3 徑流量演變規(guī)律及趨勢分析

3.1 年內(nèi)分配規(guī)律分析

統(tǒng)計得雜木河各月徑流所占比例。其中最大值0.461億m3出現(xiàn)在每年7月，占比為19.5%；最小值0.012億m3出現(xiàn)在每年2月，占比為0.9%；連續(xù)4個月最大值集中在6—9月，占全年徑流量的67.5%；連續(xù)4個月最小值集中在11月至次年2月，占全年徑流量的7.1%。徑流各月占比見圖1，可以看出徑流量主要集中在6—9月，以7月、8月最大。

圖1 雜木河徑流量年內(nèi)各月占比分布

對1956—2016年的逐月徑流量進行多年平均值計算，將逐月徑流量帶入式(1)～式(6)中計算不均勻系數(shù)Cu值、完全調(diào)節(jié)系數(shù)Cr值，Cmax、Cmin值，其中Cu最大值為1.23，最小值為0.70，分別出現(xiàn)在1958年、2008年，極值比為1.75，多年平均值為0.87；Cr最大值為0.52，最小值為0.23，平均值0.34；Cmax最大值3.78，最小值1.94，多年平均值2.73；Cmin最大值0.28，最小值0.04，多年平均值0.11。將計算的Cu、Cr、Cmax、Cmin值按照年代進行分組，分別計算各組的平均值，統(tǒng)計結果見表1。從表1可以看出，1956—2016年，Cu、Cr、Cmax、Cmin均大于多年平均值，說明徑流量的年內(nèi)分配不均勻；徑流量變化幅度Cmax平均值為-0.14/10a，最大值在1961—1970年間，變化幅度為-0.48/10a；Cmin變化最大值為0.03/10a，變化幅度平均值為0.01/10a。

表1 徑流量年內(nèi)分配計算統(tǒng)計

雜木河徑流年內(nèi)分配不均勻，變化幅度較大。主要原因是該流域處于祁連山脈最東端，受氣流影響，上游降水分布不均勻，且該流域徑流主要來源于高山冰雪融水，徑流量大小隨氣溫變化較明顯。在非汛期(1—4月、11—12月)徑流均小于年平均徑流量，隨著氣溫逐漸升高，汛期徑流量能得到及時補充。徑流量年內(nèi)Cu、Cr、Cmax、Cmin變化對比見圖2、圖3，并得出其變化線性回歸方程。由圖中可以看出，Cu、Cr呈逐年減小趨勢，說明徑流年內(nèi)分配逐漸變得均勻與不集中；Cmax、Cmin分別呈現(xiàn)逐年減小、增大趨勢，極差逐漸在減小。從而可以得出結論：雜木河徑流量年內(nèi)分配不均，逐年變得均勻與不集中，極值比在逐漸減小。

圖2 徑流量年內(nèi)Cu、Cr變化曲線

圖3 徑流量年內(nèi)Cmax、Cmin變化對比

3.2 年際變化規(guī)律及趨勢分析

統(tǒng)計得出雜木河實測徑流量最大值為4.95億m3，最小值為1.39億m3，極值比3.56，多年平均值為2.37億m3，最大、最小模比系數(shù)分別為2.08、0.58，計算得年徑流方差σ=0.556，Cv值為0.24，年際變化較大。為了更直觀地分析年際徑流的變化，繪制雜木河年際徑流變化曲線(見圖4)。年際徑流線性回歸方程為y=-0.0039x+10.2，隨著x(年份)的增大，徑流呈減小趨勢，計算得徑流減小量平均值為0.004億m3/a。在圖4中繪制年徑流量5年滑動曲線，可以看出，1956—1958年徑流出現(xiàn)增大趨勢；1959—1966年出現(xiàn)減小趨勢；1967—1988年徑流變化平穩(wěn)；1989—2002年徑流逐年減?。?003—2006年徑流復又增大；2007—2016年逐年減小。采用Kendall秩次相關法分析，發(fā)現(xiàn)年徑流呈減小趨勢，結論與線性回歸法、滑動平均法分析得出的結論一致，并與前述文獻研究的石羊河流域徑流變化規(guī)律一致。

圖4 徑流量年際變化趨勢及滑動曲線

采用累積距平法對徑流豐枯情況進行分析，以10年為一組，對各組的年徑流平均值進行計算，將計算值與多年平均值進行模比計算。結果顯示：1956—1965年為豐水期；1966—1985年、1996—2005年處于枯水期；1986—1995年、2006—2016年為平水期，變化周期不明顯。

表2 徑流量豐枯情況累積距平統(tǒng)計

3.3 突變及顯著性檢驗

3.3.1 突變檢驗

圖5 徑流量有序聚類法檢驗統(tǒng)計曲線

圖6 徑流量Man-Kendall法檢驗統(tǒng)計曲線

徑流序列突變主要發(fā)生在2003年以后，主要由于在2000年以來，上游修建4座水電站，均為引水發(fā)電，電站前池蓄水及閘門開關對徑流量產(chǎn)生較大影響，隨后的高標準農(nóng)田建設，致使灌溉水量加大及不規(guī)律，最終導致徑流量發(fā)生突變。

3.3.2 變化顯著性

對其變化顯著性進行檢驗，Mann-Kendall檢驗參數(shù)為3.37，Spearman檢驗參數(shù)為3.24，均顯示為顯著，變化趨勢均為減小。年徑流變化趨勢及顯著性檢驗結果統(tǒng)計見表3。

表3 年徑流變化趨勢及顯著性檢驗結果統(tǒng)計

4 結 論

通過對雜木河近60年來徑流量演變規(guī)律及趨勢分析，可以得出以下結論：

a.受祁連山地形、高山融雪、氣溫、降水量等影響，雜木河徑流量年內(nèi)分配極不均勻，主要集中在6—9月。隨著時間后延，徑流的年內(nèi)分配逐漸在均勻化，徑流量變化幅度Cmax平均值為-0.14/10a，最大值在1961—1970年間，變化幅度為-0.48/10a；Cmin變化最大值為0.03/10a，變化幅度平均值為0.01/10a；徑流量年內(nèi)分配極值比在逐漸縮小。

b.徑流量年際變化較大，實測徑流量最大值為4.95億m3，最小值為1.39億m3，極值 比3.56，采用線性回歸法、5年滑動平均法、Kendall秩次相關法分析得出徑流呈減小趨勢，減小量平均值為0.004億m3/a。

c.該流域豐枯情況為：1956—1965年為豐水期；1966—1985年、1996—2005年處于枯水期；1986—1995年、2006—2016年為平水期，周期性不明顯。

d.受灌溉及水電站建設生產(chǎn)影響，徑流序列在1959年、2003年、2005年、2008年、2009年、2010年發(fā)生突變。

e.采用Mann-Kendall法和Spearman法進行徑流變化趨勢檢驗，發(fā)現(xiàn)變化顯著且逐年減小。