近50年石羊河蔡旗站徑流長期演變特征及趨勢研究

康建瑛

(甘肅省武威水文站，甘肅 武威 733000)

水資源是人類生產(chǎn)、生活的基礎(chǔ)性自然資源，是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要基礎(chǔ)。甘肅省河西內(nèi)陸河流域有三大水系，分別是疏勒河、黑河、石羊河，河川徑流量主要來自祁連山脈的高山融雪。受干旱氣候影響，該地區(qū)水資源量極度短缺。研究表明，河西內(nèi)陸河流域三大水系蘊(yùn)藏水資源總量約為61.4億m3，其中疏勒河水系21.2億m3，占比34.5%；黑河水系23.1億m3，占比37.6%；石羊河水系17.1億m3，占比27.9%，石羊河水系水資源量最小。為研究石羊河流域徑流的演變趨勢及規(guī)律，郝強(qiáng)[1]根據(jù)石羊河水系各支流1956—2016年的實(shí)測徑流資料，采用相似年對比法，結(jié)合2001年以來景電、西營河調(diào)水資料,對蔡旗站2018年的斷面來水量進(jìn)行了分析及預(yù)測，為該站在水資源量監(jiān)測、防汛抗旱方面提供了重要的數(shù)據(jù)支撐，取得了較好的效果。盧書超等[2]采用MIKE BASIN模型研究了蔡旗斷面下泄水量變化特征，認(rèn)為建立的水資源管理模型是正確的，總體上能反映出蔡旗斷面水資源量的變化過程。

為了能夠進(jìn)一步分析蔡旗站降水徑流的時序變化特征，使水文監(jiān)測在水資源監(jiān)管中更好地發(fā)揮作用，本文在上述學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，對蔡旗站的降水、徑流量時序變化特征進(jìn)行研究，可為當(dāng)?shù)厮Y源管理提供技術(shù)指導(dǎo)與數(shù)據(jù)支撐。

1 流域概況

石羊河流域是我國河西內(nèi)陸河流中人口最集中、水資源開發(fā)程度最高、用水矛盾最突出的地區(qū)之一。石羊河發(fā)源于祁連山東端冷龍嶺北側(cè)的牛頭山，流域面積13.02萬km2，出山口以上河長60km，主要支流有西大河、東大河、西營河、黃羊河、金塔河、大靖河、古浪河等，流域內(nèi)多年平均徑流量為15.6億m3[3]。蔡旗水文站位于石羊河下游，始建于1967年，下游25km處有一座水庫，集水面積10209km2。石羊河流域水系及蔡旗站位置見圖1。

2 資料與方法

本次研究采用蔡旗站實(shí)測長系列逐月、逐年徑流資料，分析年際徑流變化時，將資料采用線性相關(guān)法展延至1956年。經(jīng)過分析對比，延展方法合理，資料系列經(jīng)過一致性修正，已經(jīng)整編為成果資料，可靠度較高，可以使用。采用滑動平均法、Spearman秩次相關(guān)法、累積濾波器法對年際徑流變化進(jìn)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進(jìn)行分析；采用有序聚類法、Mann-Kendall檢驗(yàn)法檢驗(yàn)趨勢變化顯著性。

2.1 滑動平均法

假設(shè)有一水文序列，計(jì)算幾個前期值和后期值去平均[4]，通過計(jì)算可以求得一個新的水文序列yt，該方法一般應(yīng)用在時間序列周期性變化趨勢分析中，其結(jié)果具有一定的統(tǒng)計(jì)性，構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量為

(1)

當(dāng)k=2時，其為5年滑動平均，依次往下計(jì)算，但首先要假設(shè)原序列具有趨勢性，在處理后的yt中能夠顯示。

2.2 Spearman秩次相關(guān)法

Spearman秩次相關(guān)法主要是通過分析水文序列Xi及序列i的相關(guān)性來檢驗(yàn)水文時間序列變化趨勢[4],在計(jì)算時，時間序列Xi用其秩次Ri代表，可以構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量:

(2)

式中：n為時間序列長度；di=Ri-i。如果秩次Ri與時間序列相近，則di較小，秩次相關(guān)系數(shù)較大，則趨勢性顯著。

2.3 累積濾波器法

累積濾波器法能夠充分顯示出時間序列定性的變化趨勢，統(tǒng)計(jì)量為

(3)

2.4 有序聚類法

有序聚類法是以有序分類來估計(jì)序列最有可能存在的突變點(diǎn)，原理為：對于系列Xt(t=1,2,3,…,n)假設(shè)具有最優(yōu)分割點(diǎn)τ，可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，其計(jì)算公式為

(4)

(5)

(6)

2.5 Mann-Kendall檢驗(yàn)法

Mann-Kendall檢驗(yàn)法簡稱M-K檢驗(yàn)法[5]，是一種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)法，也被稱為無分布檢驗(yàn)，優(yōu)點(diǎn)在于不需要樣本遵從一定的分布規(guī)律，也不受異常值的限制，更適用于類型變量及順序變量，計(jì)算也比較簡單。主要用于一組序列的變化趨勢顯著性檢驗(yàn)，但前提條件是假設(shè)需要檢驗(yàn)的序列變化趨勢不顯著，其計(jì)算公式為

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

式中：UFk為檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量；Sk為樣本統(tǒng)計(jì)量；Var(Sk)為Sk的方差。

3 徑流長期演變特征及趨勢研究

3.1 徑流的年內(nèi)分配特征

胡彩霞等[6]利用基尼系數(shù)法對水文年內(nèi)分配進(jìn)行了分析，取得了較好的效果，但計(jì)算復(fù)雜，過程煩瑣。本文采用不均勻系數(shù)法、完全調(diào)節(jié)系數(shù)法[7-11]對蔡旗站的徑流年內(nèi)分配特征進(jìn)行研究，其計(jì)算過程為

(12)

(13)

(14)

(15)

(16)

經(jīng)統(tǒng)計(jì)，月最大徑流量為0.300億m3，出現(xiàn)在每年的3月，最小值為0.136億m3，出現(xiàn)在每年的9月；連續(xù)4個月徑流量最大值為1.115億m3，出現(xiàn)在1—4月，平均值為0.279億m3；連續(xù)4個月最小值為0.811億m3，出現(xiàn)在9—12月，平均值為0.203億m3，連續(xù)4個月極值比為1.37，變化基本穩(wěn)定。點(diǎn)繪逐月徑流量年內(nèi)分布情況，見圖2。流量集中期與汛期出現(xiàn)時間相反，主要原因是蔡旗站處于石羊河下游，受上游灌區(qū)調(diào)水影響。

圖2 徑流量年內(nèi)分布情況

將蔡旗站的逐月徑流量代入式(12)～式(16)中，計(jì)算可得該站徑流量年內(nèi)不均勻系數(shù)(變差系數(shù))，逐月徑流量不均勻系數(shù)變化曲線見圖3。由圖3可以看出，不均勻系數(shù)最大值為1.54，出現(xiàn)在1988年；最小值為0.29，出現(xiàn)在1985年；多年平均值為0.28；說明1988年徑流量的年內(nèi)分配最不均勻，1985年分配最均勻。計(jì)算可得該站逐月完全調(diào)節(jié)系數(shù)Cr值，點(diǎn)繪逐月徑流量Cr值變化曲線，見圖4，由圖4可以看出，Cr最大值為0.419，出現(xiàn)在1988年；最小值為0.002，出現(xiàn)在1989年；多年平均值為0.940。

圖3 逐月徑流量不均勻系數(shù)變化曲線

圖4 逐月徑流量Cr值變化曲線

由圖2、圖3、圖4可以看出，徑流量年內(nèi)分配集中在1—4月、7—9月，進(jìn)一步證實(shí)了上述分析結(jié)論；1988年徑流量年內(nèi)分配極不均勻，不均勻系數(shù)呈現(xiàn)逐年增大趨勢，年內(nèi)分配逐年不均勻化，但變化不明顯；徑流量年內(nèi)分配變得集中，1988年徑流最為集中，導(dǎo)致年內(nèi)分配極不均勻，Cr值出現(xiàn)逐年增大趨勢，說明年內(nèi)分配在逐年集中，進(jìn)一步驗(yàn)證了徑流年內(nèi)分配不均的結(jié)論。造成徑流年內(nèi)分配不均勻的原因主要是大型灌區(qū)及水利工程建設(shè)導(dǎo)致徑流在一定程度上受到影響。

3.2 徑流的年際變化特征

徑流的年際變化表征水資源量的周期變化，年際徑流是水資源量的主要來源。石羊河流域徑流量主要靠上游祁連山脈冰雪融水補(bǔ)給。近50年來，該流域共有水資源量176.200億m3，水資源量比較短缺。經(jīng)統(tǒng)計(jì)，年最大徑流量為6.200億m3，出現(xiàn)在1958年；最小值為0.845億m3，出現(xiàn)在2002年；多年平均值為2.908億m3，統(tǒng)計(jì)值與《甘肅省第三次水資源評價報(bào)告》數(shù)據(jù)一致。

點(diǎn)繪蔡旗站徑流年際變化曲線，見圖5。由圖5可以看出，該站徑流年際變化過程共經(jīng)歷4個階段：1956—1964年，徑流逐年減?。?965—1970年，徑流逐年增加；1971—2002年，徑流長期處于減小趨勢；2003—2016年，徑流呈逐年增加趨勢；從整體上看，徑流量呈逐年減小趨勢。牛最榮[3]研究表明，河西內(nèi)陸河流域徑流隨流程和年份的增長呈現(xiàn)徑流量減小趨勢，并計(jì)算出了徑流定量變化規(guī)律，與本次研究結(jié)果基本吻合。

圖5 蔡旗站徑流量年際變化曲線

為了進(jìn)一步驗(yàn)證該站徑流量的演變趨勢，采用上述提到的Spearman秩次相關(guān)法、累積濾波器法進(jìn)行趨勢分析。經(jīng)計(jì)算，發(fā)現(xiàn)兩種方法均顯示徑流呈逐年減小趨勢，結(jié)果與線性回歸法及5年滑動平均法分析一致。采用有序聚類法和Mann-Kendall檢驗(yàn)法對徑流量序列變化趨勢進(jìn)行顯著性及突變檢驗(yàn)，變化趨勢均表現(xiàn)為不顯著。有序聚類法計(jì)算顯示，|T|=11.9>T0.05/2=1.64,序列在1973年出現(xiàn)顯著性跳躍；Mann-Kendall檢驗(yàn)法計(jì)算的|UF|=2.43>T0.05/2=1.96，突變年份也出現(xiàn)在1973年，且變化顯著。點(diǎn)繪兩種檢驗(yàn)方法的統(tǒng)計(jì)曲線，見圖6、圖7，由圖6、圖7可以看出，二者檢驗(yàn)結(jié)果基本一致。

圖6 Mann-Kendall檢驗(yàn)法趨勢檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)曲線

圖7 有序聚類法趨勢檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)曲線

3.3 徑流豐枯變化特征

采用累積距平法對蔡旗站徑流豐枯情況進(jìn)行分析，計(jì)算其P值(距平百分比)，按照徑流豐枯劃分標(biāo)準(zhǔn)[12]：P>20%,為豐水；10%

4 結(jié) 語

本文在收集石羊河蔡旗水文站實(shí)測資料的基礎(chǔ)上，采用不均勻系數(shù)法、線性回歸法、滑動平均法、Spearman秩次相關(guān)法、累積濾波器法對該站徑流量年內(nèi)分配、年際變化、趨勢演變進(jìn)行了研究；采用有序聚類法、Mann-Kendall檢驗(yàn)法對年徑流的變化顯著性進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果表明，徑流量年內(nèi)分配集中在1—4月、7—9月，徑流量年內(nèi)分配逐年不均勻化、逐年集中；徑流量整體呈現(xiàn)逐年減少趨勢，趨勢整體變化不顯著，1973年序列出現(xiàn)顯著性跳躍；豐枯情況沒有很明顯的變化特征。受資料系列限制及人類活動影響，本研究稍有欠缺，建議在以后的測驗(yàn)工作中，可將實(shí)測來水量進(jìn)行細(xì)致的修正后再進(jìn)行分析。