李天宇，林山杉*，李朝陽，馮 永

(東北師范大學(xué) 環(huán)境學(xué)院,吉林 長春 130117)

在全球變暖的大背景下，河流流域內(nèi)降水、氣溫、徑流等水文氣象要素也會發(fā)生不同程度的改變[1].對區(qū)域水文氣象要素變化規(guī)律進(jìn)行分析研究，可為自然保護(hù)區(qū)的保護(hù)治理工作提供更科學(xué)的依據(jù)[2]，對區(qū)域的水資源開發(fā)利用與保護(hù)具有重要的意義．

烏裕爾河流域地處黑龍江省境內(nèi)，位于松嫩平原西北部，平均海拔在200 m以下[3].烏裕爾河全長587 km，流域面積23 110 km2，地勢平坦，屬于平原區(qū)河流沖擊型地貌[4]．位于烏裕爾河中上游的是烏裕爾河自然保護(hù)區(qū)，處于烏裕爾河下游的是扎龍濕地自然保護(hù)區(qū)[5-8]．

迄今為止，烏裕爾河自然保護(hù)區(qū)受人類活動影響較少，其獨(dú)特的天然性質(zhì)代表了松嫩平原濕地生態(tài)系統(tǒng)的自然特征，研究其現(xiàn)狀規(guī)律對保護(hù)濕地生態(tài)資源具有重大的實(shí)際意義[9-11]．近年來已有不少研究涉及嫩江流域.董李勤研究了氣候變化對嫩江流域濕地水文水資源的影響及適應(yīng)對策[12]；劉大慶等分析了嫩江流域徑流演變規(guī)律及其歸因[13]；孫萬光研究了氣候變化對扎龍濕地水文特性的影響[14]．以上研究主要涉及嫩江水系水文氣象要素的變化趨勢、波動性、周期性、持續(xù)性以及相互關(guān)系，但對烏裕爾河流域的研究不夠深入．

文中以烏裕爾河流域水文氣象要素為研究對象，對流域內(nèi)4個氣象站54年的氣象資料和12個水文站22年的水文資料進(jìn)行分析，利用M-K法結(jié)合Matlab對各水文氣象要素進(jìn)行突變檢驗，探究各要素的突變性[15]．最后對氣溫、降水量、蒸發(fā)量和徑流量進(jìn)行多元線性回歸分析，找出要素之間的相互影響關(guān)系[16-17]．

1 數(shù)據(jù)來源及研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

以烏裕爾河流域龍安橋站以上區(qū)域作為研究區(qū)．1958—2011年平均氣溫資料來源于烏裕爾河流域內(nèi)4個氣象站，包括北安、富裕、克山和齊齊哈爾．1985—2006年的降水量、蒸發(fā)量和徑流量資料來源于烏裕爾河流域及其周邊區(qū)域的12個水文站，包括靠山、北安、建國、新啟、古城、西城、依安、三興、富海、龍安橋、二十棵樹、煙筒屯．

1.2 研究方法

采用Mann-Kendall突變檢驗法(M-K檢驗)和多元相關(guān)性分析的方法，通過對研究區(qū)內(nèi)各個水文站的降水量、蒸發(fā)量和徑流量資料進(jìn)行分析，得出降水量、蒸發(fā)量和徑流量時間序列的趨勢變化，確定水文要素突變時間，并探討各要素之間的相關(guān)關(guān)系及相互影響關(guān)系．

2 氣象要素的變化特征

2.1 氣溫的變化特征

2.1.1 氣溫的年內(nèi)分配特征 1959—2011年烏裕爾河流域年平均最低氣溫出現(xiàn)在1969年，為0.15 ℃；年平均最高氣溫出現(xiàn)在2007年，為4.49 ℃；多年平均氣溫為2.30 ℃．平均氣溫呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，年際變化率為0.36·(10 a)-1(表1)．

一年按春季3—5月，夏季6—8月，秋季9—11月，冬季12月到來年2月計算．各季年內(nèi)平均氣溫在年際均有上升，春季氣溫年際變化率為0.337 ℃·(10 a)-1，夏季氣溫年際變化率為0.347 ℃·(10 a)-1，秋季氣溫年際變化率為0.342 ℃·(10 a)-1，冬季氣溫年際變化率為0.392 ℃·(10 a)-1.氣溫年際變化率上升最快的是冬季，春季上升較慢．

表1 烏裕爾河流域各月份氣溫分布(℃)

2.1.2 氣溫突變特征分析 年際氣溫M-K檢驗(圖1)表明，氣溫在1960—1983年呈下降趨勢，從1987年又開始上升；1988年年平均氣溫的正序列曲線與逆序列曲線相交，說明此時氣溫發(fā)生暖突變，且突變年可信度為90%以上．年平均氣溫的正序列曲線在1994年均在顯著性為0.05的置信度曲線以下，表明在1994年之前氣溫并沒有顯著的變化，而在1994年以后呈現(xiàn)顯著的升溫．

圖1 年際氣溫M-K檢驗

對烏蘇爾河流域四季氣溫分布進(jìn)行M-K檢驗可以發(fā)現(xiàn)，春季平均氣溫(圖2(a))1959—1974年并未出現(xiàn)顯著的升降， M-K檢驗正序列在1995年超過臨界值U0.05=1.96，說明從1995年開始呈現(xiàn)出顯著的升溫變化；正逆序列曲線在1980年相交，1980年就是春季氣溫發(fā)生暖突變開始的時間．夏季平均氣溫(圖2(b))從1964開始呈現(xiàn)上升趨勢，并在1985年發(fā)生顯著的升溫變化；正序列曲線與逆序列曲線的交點(diǎn)處于臨界值之外，說明夏季平均氣溫未發(fā)生顯著突變．秋季平均氣溫(圖2(c))在1989年呈現(xiàn)上升趨勢，2003年后出現(xiàn)顯著升溫變化，而且上升幅度越來越大．冬季平均氣溫(圖2(d))在1962—1964年出現(xiàn)小范圍的上升，1964—1981年整體呈現(xiàn)下降趨勢，1988年以后處于持續(xù)升溫狀態(tài)，2002年以后呈現(xiàn)出顯著升溫變化；正序列曲線與逆序列曲線在1988年相交，1988年為冬季平均氣溫發(fā)生暖突變的開始時間．

圖2 四季氣溫突變分析

2.2 降水量的時間變化特征

2.2.1 降水量的分配特征 流域1985—2005年各個季節(jié)的降水量統(tǒng)計表明，春季(圖3(a))多年平均降水量為58.61mm，1988—2002年平均降水量整體波動較小，在2002年出現(xiàn)極小值，之后波動緩慢上升，到2005年達(dá)到最高．夏季(圖3(b))多年平均降水量為344.82 mm，平均降水值整體較高，相對于其他季節(jié)波動變化不大．秋季(圖3(c))多年平均降水量為75.53mm，平均降水量的整體變化過程分為兩個時期：1985—1994年整體較高，在秋季平均值附近波動；1995—2006年在較小范圍內(nèi)波動．冬季(圖3(d))多年平均降水量為12.45 mm，降水量較小且?guī)缀鯖]有波動．

通過對四季降水量變化的分析可以發(fā)現(xiàn)，烏裕爾河流域主要降水來自夏季，夏季降水量占全年的60%以上，是典型的季風(fēng)氣候．2000年以后烏裕爾河流域降水量呈現(xiàn)春夏增加、秋冬減小的趨勢．

2.2.2 降水量的突變特征 1)降水量年際突變分析．由降水量年際突變檢驗(圖4)可知，降水量在1985—2006年未呈現(xiàn)顯著增加或減少趨勢；正序列曲線和逆序列曲線在1987,1988,2006年均有交點(diǎn)，2曲線在臨界線之間有多個交點(diǎn)不能說明降水量發(fā)生突變，所以不能確定突變年．

2) 四季降水量突變分析． 對四季降水量進(jìn)行M-K突變分析發(fā)現(xiàn)，春季降水量(圖5(a))1985—1991年呈增多趨勢，1991—1997年呈減少趨勢，1997年以后呈現(xiàn)小幅度的增加，整體上無顯著的增減；春季降水量并沒有突變年．夏季降水量(圖5(b))自1985年開始在整個研究時段內(nèi)呈現(xiàn)持續(xù)下降趨勢，降水量未發(fā)生顯著減少；夏季降水量在1986年發(fā)生減少性突變．秋季降水量(圖5(c))在1996年之前無顯著增減變化，在1996年以后呈現(xiàn)持續(xù)減少的趨勢；秋季降水量無明顯突變．冬季降水量(圖5(d))增減性不明顯，且未發(fā)生突變．

圖3 四季降水量的年際變化

圖4 降水量年際突變檢驗

圖5 四季降雨量突變分析

2.3 蒸發(fā)量的變化特征的檢測

2.3.1 蒸發(fā)量年際變化特征 根據(jù)北安、富裕、克山和齊齊哈爾1958—2011年蒸發(fā)量資料，計算得出烏裕爾河流域內(nèi)多年平均蒸發(fā)量為 963.3 mm，年際變化率為4.57 mm·a-1．蒸發(fā)量年均分布不均，流域內(nèi)年蒸發(fā)量呈增長—減小趨勢，1988—2000年一直呈現(xiàn)增加趨勢，2000年以后開始減小，2005年開始又呈現(xiàn)增加趨勢，說明烏裕爾河流域蒸發(fā)量大小存在周期性(圖6)．

2.3.2 蒸發(fā)量的季節(jié)變化特征 根據(jù)實(shí)測資料得到的烏裕爾河四季蒸發(fā)量(圖7)，春季平均蒸發(fā)量為409.4 mm，夏季平均蒸發(fā)量為357.4 mm，秋季平均蒸發(fā)量為171.7 mm，冬季平均蒸發(fā)量為24.0 mm．春季、夏季、秋季年際蒸發(fā)量呈現(xiàn)增長趨勢，其年際變化率分別為0.10,3.41,1.11 mm·a-1， 冬季蒸發(fā)量年際呈現(xiàn)減少趨勢， 年際變化率為-0.29 mm·a-1．

2.3.3 蒸發(fā)量的突變特征分析 1)年際突變特征．對蒸發(fā)量年際突變進(jìn)行檢驗(圖8)，給定顯著性水平α=0.05，即U0.05=±1.96，蒸發(fā)量在1985—1996年呈減少趨勢，1996—2006年呈增加趨勢；正序列曲線大致在臨界線之間，蒸發(fā)量無顯著性變化；正序列曲線與逆序列曲線在1994年和2005年均有交點(diǎn)，且在2005年發(fā)生2次相交，不能說明蒸發(fā)量在這21年間發(fā)生突變．

圖6 年際蒸發(fā)量變化趨勢

圖7 四季蒸發(fā)量的年際變化

圖8 蒸發(fā)量年際突變檢驗

2)季節(jié)突變特征．對四季蒸發(fā)量突變特征進(jìn)行分析可知，春季蒸發(fā)量(圖9(a))在1985—2002年呈現(xiàn)減少趨勢，2002年以后有小幅度的增加，但整體上無顯著增減變化，無蒸發(fā)量突變年份．夏季蒸發(fā)量(圖9(b))正序列曲線在1988年之前呈現(xiàn)增加趨勢，1988—1996年呈現(xiàn)減少趨勢，1996年以后呈現(xiàn)增加趨勢；正逆序列曲線出現(xiàn)多個交點(diǎn)，無突變年份．秋季蒸發(fā)量(圖9(c))與上述兩季變化相似，無顯著的變化規(guī)律，1988—1992年呈上升趨勢，1992—1996年呈下降趨勢，1996年以后呈現(xiàn)上升趨勢，在研究時段內(nèi)無明顯突變．冬季蒸發(fā)量(圖9(d))在1985—1993年呈增加趨勢，1993年以后呈減少趨勢，2000年出現(xiàn)顯著減少，為突變年份．

圖9 四季蒸發(fā)量突變分析

根據(jù)以上分析可以看出，烏裕爾河流域的蒸發(fā)量受氣溫、降水量等氣象要素影響，在氣溫高的年份蒸發(fā)量較大，而在氣溫較低的年份蒸發(fā)量??；對于四季蒸發(fā)量來講，降水量高氣溫高的夏季蒸發(fā)量明顯高于降水量少氣溫低的冬季．

3 徑流的變化特征

3.1 年內(nèi)分配特征

表2為烏裕爾河上北安站和依安大橋站1985—2006年各月徑流年內(nèi)分配統(tǒng)計表．由表2可以看出，氣候是影響徑流年內(nèi)分配的最主要因素，烏裕爾河流域受東亞季風(fēng)氣候的影響，徑流年內(nèi)分布極不均勻，汛期(7—9月)徑流量占全年徑流量60%以上， 徑流量最大月份為8月， 為73.51 m3·s-1，最大比重為38.55%；1—2月徑流量為零，完全斷流；3月、11月、12月徑流量均較小，河道近乎斷流．

7—8月下游依安大橋站徑流量占全年比重高于上游北安站徑流量占全年比重，從上游到下游徑流量所占比重有增大趨勢．上游河流流域面積小，河道坡降大，降雨下滲雨量少，地下水徑流量所占比重較少，產(chǎn)流以降水為主．在枯水期，如11—12月及第二年1—3月，降水量小，故徑流量也少，所占比重較?。回S水期降水量多，故徑流量也多，所占比重較大．到下游，枯水期地下水向江河排泄，豐水期則是江河水補(bǔ)給地下水，所以枯水期地表徑流所占的比重增大，豐水期地表徑流所占的比重減小，徑流量年內(nèi)變化趨于均勻．

表2 烏裕爾河徑流年內(nèi)分配統(tǒng)計(m3·s-1)

3.2 年際變化特征

北安站和依安大橋站21年徑平均流量分別為8.04 m3·s-1和15.89 m3·s-1，根據(jù)年徑流量的線性趨勢線可以看出(圖10)，徑流量呈波動性變化，整體徑流量呈下降趨勢，北安站和依安大橋站的年際變化率分別為-0.23 m3·a-1和-0.15 m3·a-1．可以看出下游依安大橋站徑流量高于下游北安站徑流量，且年際變化波動較大，年平均徑流量在1998年達(dá)到最大值45.03 m3·s-1；北安站年平均徑流量變化相對較?。?/p>

圖10 徑流量年際變化

根據(jù)北安站和依安大橋站21年的徑流量數(shù)據(jù)計算得到兩站的變差系數(shù)CV分別為0.597和0.764，說明烏裕爾河徑流流量年際變化較大.下游的變差系數(shù)比上游大，分析其原因：① 因為上游除降雨補(bǔ)給外，還有融雪等補(bǔ)給，對該地區(qū)的年徑流量起到調(diào)節(jié)作用；② 雙陽河、鱉龍溝、潤津河等徑流量變化較大的河流中途匯入烏裕爾河，自然增大了烏裕爾河的CV值，對參數(shù)也產(chǎn)生了影響；③ 還有其他變化因素的影響，例如地下水與地表水的轉(zhuǎn)化以及河槽的蓄水能力等，都會對年際變化大小產(chǎn)生一定的影響．

3.3 徑流量的M-K突變分析

3.3.1 年際突變特征 對依安大橋站進(jìn)行M-K突變分析(圖11)，徑流量呈減少趨勢，2000—2005年處于臨界值-1.96以下， 該段時間徑流量顯著減??；依安大橋站的正序列曲線和逆序列曲線均處于臨界線之間，說明依安大橋站在這21年間無顯著增減變化情況；在臨界值之間，正序列曲線和逆序列曲線均有5個交點(diǎn)，分別發(fā)生在1986—1991年，均為徑流量減少的突變．在此后的15年里，正逆序列曲線沒有交點(diǎn)，表明此后無明顯突變現(xiàn)象．

圖11 依安大橋站徑流量M-K突變分析

3.3.2 季節(jié)突變特征 對四季徑流量進(jìn)行突變特征分析發(fā)現(xiàn)，春季徑流量(圖12(a))在1985—1990年正序列曲線大于零，徑流量呈增大趨勢，1990以后呈現(xiàn)減小趨勢，且在2002,2003年出現(xiàn)顯著性減小趨勢．正逆序列曲線在1990年在臨界直線之間相交，春季徑流量發(fā)生顯著性的減小突變．

夏季徑流量(圖12(b))在研究時段內(nèi)呈現(xiàn)持續(xù)減小的趨勢，并在2002年有較小的顯著性減少現(xiàn)象；正逆序列曲線在1986年相交，夏季徑流量發(fā)生減小的突變．

秋季徑流量(圖12(c))整體呈現(xiàn)減小趨勢，在2004年以后有顯著性減小的趨勢；正逆序列曲線在1998年相交，徑流量發(fā)生減小的突變．

冬季徑流量(圖12(d))正序列曲線在1985—1993年呈減小趨勢，1993—1998年呈增大趨勢，1998年以后呈減小趨勢，正逆序列曲線有多個交點(diǎn)，說明冬季徑流量無明顯突變．

圖12 年內(nèi)降水量突變分析

4 水文氣象要素多元相關(guān)性分析

4.1 徑流量與氣溫、蒸發(fā)量、降水量的多元回歸分析

為分析各個水文氣象要素之間是否相互影響以及影響程度，以徑流量作為因變量，氣溫、蒸發(fā)量、降水量為自變量，進(jìn)行多元回歸分析．水文氣象資料利用1985—2006這22年所得資料，各要素在各個年份均有一個年均值，構(gòu)成統(tǒng)計樣本，即樣本量N為22．利用SPSS數(shù)據(jù)編輯器進(jìn)行多元線性回歸分析(表3-4),所得模型參數(shù)均在R=0.789,R2=0.622情況下獲得．

表3 多元回歸分析模型參數(shù)

表4 多元回歸分析系數(shù)

R值越大，表示相關(guān)性越強(qiáng)，此處R=0.789，說明氣溫、蒸發(fā)量、降水量對徑流量的影響作用非常大，徑流量與氣溫、蒸發(fā)量、降水量之間存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系．

為了進(jìn)行線性關(guān)系的檢驗，提出假設(shè)H0：所有回歸系數(shù)與零無顯著差異，徑流量與氣溫、蒸發(fā)量、降水量的線性關(guān)系不顯著．從表3可以看出，檢驗統(tǒng)計量F=9.867，標(biāo)準(zhǔn)值Fα=0.000，由于F>Fα，所以作出決策拒絕H0，檢驗明確徑流量與氣溫、蒸發(fā)量、降水量線性關(guān)系顯著，可以用線性模型來描述徑流量與氣溫、蒸發(fā)量、降水量之間的關(guān)系．

最后進(jìn)行回歸系數(shù)的顯著性檢驗，確定氣溫、蒸發(fā)量、降水量能否保留在線性回歸方程中．此步檢驗運(yùn)用t分布檢驗方法，提出假設(shè)H1：各要素與徑流量無線性關(guān)系，若在顯著性水平α下，|t|>tα/2，則拒絕假設(shè)H1．從表3-4可以看出，|4.306|>0.000，|-0.641|>0.529，|-1.103|>0.285，所以氣溫、蒸發(fā)量、降水量的偏相關(guān)系數(shù)均可代入回歸方程．

經(jīng)回歸分析確定回歸方程為[16]79

RA=0.028P-0.004E-1.166T-0.397，

其中，RA為年平均徑流量；P為年平均降水量；E為年內(nèi)蒸發(fā)量；T為年平均氣溫.

回歸方程重在定性分析，不考慮各要素的數(shù)量單位影響．從回歸方程與t檢驗可以看出，在信度0.05水平下，徑流量與降水量之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明烏裕爾河流域的徑流量與降水量密切相關(guān)；徑流量與蒸發(fā)量之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，徑流量與氣溫之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系．在各種影響因素中，對于徑流量影響程度排序為氣溫、降水量、蒸發(fā)量．徑流量對于烏裕爾河流域的生態(tài)環(huán)境至關(guān)重要，所以在分析烏裕爾河生態(tài)環(huán)境的時候應(yīng)尤其注意氣溫因素．

表5 多元相關(guān)性分析參數(shù)

注：**在 0.01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān).

4.2 多元相關(guān)性分析

利用SPSS數(shù)據(jù)編輯器結(jié)合22年年平均值資料，對降水量-蒸發(fā)量關(guān)系、氣溫-降水量關(guān)系、蒸發(fā)量-氣溫關(guān)系進(jìn)行相關(guān)性分析(表5)．

從表5可以看出，徑流量與降水量相關(guān)性最顯著，在顯著性水平0.01下顯著相關(guān)．降水量與蒸發(fā)量之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，顯著性接近0.05．蒸發(fā)量與徑流量之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，顯著性略高于0.05．徑流量與氣溫的相關(guān)系數(shù)為-0.297，對應(yīng)的顯著性為0.179，如果設(shè)置的顯著性水平為0.05，則未通過顯著性檢驗，即認(rèn)為雖然氣溫與徑流量2個變量總體趨勢有一致性，但并不顯著．降水量與氣溫之間的相關(guān)系數(shù)為-0.181，兩者之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，對應(yīng)顯著性水平為0.419，遠(yuǎn)高于設(shè)定顯著性水平0.05．氣溫與降水量總體變化趨勢一致，但相關(guān)性并不顯著．蒸發(fā)量與氣溫的相關(guān)系數(shù)為0.083，顯著性水平為0.713，蒸發(fā)量與氣溫存在正相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)性并不顯著．

由此推斷，在全球變暖的背景下，隨著全球氣溫的升高，烏裕爾河流域降水量和徑流量將減小，蒸發(fā)量將增大．

5 結(jié)論

利用烏裕爾河流域1958—2011年氣溫、1985—2006年降水量和徑流量的數(shù)據(jù)序列資料，運(yùn)用多種回歸分析、方差分析和信度分析方法，分析了近年來烏裕爾河流域水文氣象要素變化特征，并探討徑流量與氣溫、降水量、蒸發(fā)量間的相關(guān)性關(guān)系，在此基礎(chǔ)上分析了氣候變化對水文要素徑流的影響，得到如下結(jié)論：

1)近50多年烏裕爾河流域氣溫年內(nèi)分布穩(wěn)定，年內(nèi)最低氣溫與最高氣溫分別出現(xiàn)在1月與7月， 4—10月為暖季，11月至次年3月為冷季．近50多年烏裕爾河流域氣溫上升趨勢明顯，年際變化率為0.4 ℃·(10 a)-1，氣溫在1960—1983年呈下降趨勢，1987年開始呈現(xiàn)上升趨勢；1988年氣溫發(fā)生暖突變，該突變年的可信度為90%以上；1994年以后呈現(xiàn)顯著性的升溫水平．春季平均氣溫在1980年發(fā)生暖突變，夏秋季氣溫未發(fā)生顯著突變，冬季平均氣溫在1988年發(fā)生暖突變．

2)1985—2006年，降水量呈顯著減小趨勢，年降水量的年際變化趨勢率為-2.302 mm·a-1，流域內(nèi)多年平均降水量484.00 mm．年內(nèi)分配極不均勻，夏季降水充沛，冬季干旱．1985—2006年無顯著增加或減少趨勢，無顯著突變．在各個季節(jié)的降水量中，夏季降水量在1986年發(fā)生減少的突變，其他季節(jié)有不明顯突變現(xiàn)象．

3)多年平均蒸發(fā)量為963.3 mm，蒸發(fā)量年均分布不均，2000年出現(xiàn)最大值1 294.8 mm，從線性趨勢線可以看出蒸發(fā)量呈增長趨勢，年際變化率為4.57 mm·a-1．蒸發(fā)量在這21年未發(fā)生突變，在各個季節(jié)也均未發(fā)生突變．

4)徑流量年內(nèi)分布極不均勻，汛期(7—9月)徑流量占全年流量60%以上，徑流量最大月份集中在8月，最大比重達(dá)到38.55%，其余時段河道近乎斷流．徑流量呈波動性變化，整體徑流量呈下降趨勢．從多年徑流量變差系數(shù)數(shù)值上可以看出烏裕爾河徑流量年際變化較大，變差系數(shù)從上游到下游呈明顯的增大趨勢．徑流量在這21年間有減小趨勢，但無顯著突變．在各個季節(jié)里，春季徑流量在1990年發(fā)生減小突變，夏季徑流量在1986年發(fā)生減小的突變，秋季徑流量在1988年發(fā)生減小的突變，冬季徑流量無明顯突變．

5)利用SPSS數(shù)據(jù)編輯器進(jìn)行多元線性回歸分析，徑流量與降水量之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，徑流量與蒸發(fā)量之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，徑流量與氣溫之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系．經(jīng)相關(guān)性分析，氣溫與徑流量之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，氣溫與蒸發(fā)量之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)性并不顯著．由此推斷，在全球變暖的背景下，隨著全球氣溫的升高，烏裕爾河流域降水量和徑流量將減小，蒸發(fā)量將增大．

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[1] 張玉紅,蘇立英,于萬輝，等.扎龍濕地景觀動態(tài)變化特征[J].生態(tài)學(xué)報,2015,70(1):131.

[2] 馮永忠.區(qū)域生態(tài)環(huán)境演變的主導(dǎo)因素分離與效應(yīng)強(qiáng)度分析[D].楊凌：西北農(nóng)林科技大學(xué),2006.

[3] 秦紫東．扎龍濕地地下水資源評價[J].黑龍江水利科技,2007,35(4):85．

[4] 王禹浪.烏裕爾河流域的歷史與文化——以北安市為中心.[J].哈爾濱學(xué)院學(xué)報,2011,7(20):1.

[5] 佟守正,呂憲國,蘇立英,等.扎龍濕地生態(tài)系統(tǒng)變化過程及影響因子分析[J].濕地科學(xué),2008,6(2):179.

[6] 付博,姜琦剛,任春穎.扎龍濕地生態(tài)脆弱性評價與分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2011,25(1):49.

[7] 張囡囡.扎龍濕地藻類植物群落結(jié)構(gòu)特征及環(huán)境相關(guān)性研究[D].哈爾濱:哈爾濱師范大學(xué),2013.

[8] 李紅艷,章光新,李緒謙,等.扎龍濕地水質(zhì)凈化機(jī)理分析[J].地理科學(xué),2012,32(1):87.

[9] 田旸,那曉東,臧淑英.扎龍濕地土地利用信息提取方法研究[J].濕地科學(xué),2017,15(5):705.

[10] 崔麗娟,龐丙亮,李偉，等.扎龍濕地生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)價值評價[J].生態(tài)學(xué)報,2016,36(3):828.

[11] 張淑蘭.土地利用和氣候變化對流域水文過程影響的定量評價[D].北京：中國林業(yè)科學(xué)研究院,2011.

[12] 董李勤.氣候變化對嫩江流域濕地水文水資源的影響及適應(yīng)對策[D].長春：中國科學(xué)院東北地理與農(nóng)業(yè)生態(tài)研究所，2013.

[13] 劉大慶,許士國．扎龍濕地水量平衡分析[J].自然資源學(xué)報，2006，21(3):341．

[14] 孫萬光.氣候變化對扎龍濕地水文特性影響的研究[D].大連：大連理工大學(xué)，2006.

[15] MANN H B.Nonparametric tests against trend [J].Econometrica,1945,13(3):245.

[16] 史書良，王景新.統(tǒng)計學(xué)原理[M].第2版.北京：清華大學(xué)出版社，2009.

[17] IPCC． Climate change 2007:impacts，adaptation and vulnerability[C]//PARRY M L，CANZIANI O F，PALUTIKOF J P，et al．WorkingGroupⅡ：ContributiontotheFourthAssessmentReportoftheIPCCIntergovernmentalPanelonClimateChange．Cambridge:Cambridge University Press，2007:99．