渾河流域徑流長(zhǎng)期演變規(guī)律及趨勢(shì)顯著性分析

周志宇

(遼寧省撫順?biāo)木郑|寧 撫順 113000)

水資源短缺逐漸成為制約經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素，如何最大限度的開(kāi)發(fā)利用及合理優(yōu)化配置有限的水資源非常重要[1]。對(duì)于特定的區(qū)域，其特有的水資源空間分布格局決定了區(qū)域水資源配置[2-4]。渾河流域降雨時(shí)空分布不均極易發(fā)生干旱事件，徑流變化對(duì)流域影響顯著，農(nóng)業(yè)供水緊張甚至無(wú)法保證城市及工業(yè)用水，有必要研究分析其徑流演變規(guī)律及趨勢(shì)。

目前，對(duì)于徑流演變規(guī)律我國(guó)學(xué)者開(kāi)展了深入研究，如楊勇等通過(guò)診斷分析流域水文要素變異特單，揭示了渭河流域徑流演變成顯著減小趨勢(shì)；鄭崳珍等對(duì)荊南三口河系環(huán)境變化前后的水文干旱演變特征利用標(biāo)準(zhǔn)化徑流指數(shù)進(jìn)行分析；祁芯等利用典型水文站實(shí)測(cè)數(shù)據(jù)，揭示了流域水資源分布特征；王維等采用年連續(xù)最大7d、30d、90d流量和年徑流量反映流域徑流特征，并進(jìn)一步揭示了徑流量與土地利用之間的作用關(guān)系[5-8]。以上研究主要側(cè)重于大尺度的流域水文特性分析，而探討較小尺度的水文特性還鮮有報(bào)道。鑒于此，文章結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)資料和流域徑流長(zhǎng)系列資料，詳細(xì)分析了渾河流域的徑流演變規(guī)律及其時(shí)序變化趨勢(shì)，旨在為優(yōu)化配置和合理利用流域水資源提供數(shù)據(jù)支持。

1 流域概況

渾河是遼河流域下游較大的支流，發(fā)源于清原縣滾馬嶺，自東向西依次流經(jīng)新賓、撫順、沈陽(yáng)、燈塔、海城、大石橋等縣市后匯入大遼河，全長(zhǎng)415km，流域面積11480km2。渾河屬于典型的不對(duì)稱水系，東側(cè)水量豐富且支流密集，西側(cè)水量小且支流較少。

渾河流域整體呈上寬下窄的葫蘆狀，位于大陸性季風(fēng)氣候區(qū)，夏熱降水多，冬寒降水少，年均降水量600～900mm，7、8月份降雨占約全年的48.5%。受氣候條件、地形地貌和地理位置的影響，流域內(nèi)降水分布極不均衡，從東北山區(qū)向西南、從上游往下游逐漸減少，上游清原縣一帶受末日紅山脈影響為降水高值區(qū)，樹(shù)基溝站年均降水量最高達(dá)到880mm。降水低值區(qū)位于下游入河口處，邢家窩棚站年降水量只有655.4mm，最大與最小值之比1.34。大伙房水庫(kù)修建于撫順市渾河上游20km處，集水面積5437km2，最大蓄水量21.87億m3，在一定程度上影響了徑流年內(nèi)分配。

2 研究方法

2.1 水文站選取

本研究選取大伙房水庫(kù)上游北口前(二)、渾河中游沈陽(yáng)(三)和下游邢家窩棚3個(gè)水文站，集水面積依次為1832km2、7919km2、1832km2，各站來(lái)水均流入大遼河，距離大遼河河口依次為311km、174km和57km。從上游至下游渾河流域流量逐漸增大，北口前～撫順段屬于區(qū)域產(chǎn)流集中區(qū)。

2.2 數(shù)據(jù)資料

考慮到渾河中游沈陽(yáng)(三)水文站對(duì)流域內(nèi)流量變化控制較好，建站以來(lái)實(shí)行在站駐測(cè)，測(cè)量資料連續(xù)性較好、序列無(wú)漏測(cè)間斷，通過(guò)三性檢查資料可靠度較高。因此，本研究擬選用1985-2020年逐年、逐月實(shí)測(cè)徑流數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

2.3 分析方法

本研究利用集中期、集中度分析年內(nèi)徑流分配特性，選用滑動(dòng)平卷發(fā)分析年際徑流變化趨勢(shì)，并應(yīng)用線性回歸法、斯波曼和坎德?tīng)栔却蜗嚓P(guān)法檢驗(yàn)變化趨勢(shì)顯著性，采用Mann-Whitney法及時(shí)序累計(jì)值法確定年際徑流突變年份，并利用差積曲線法分析徑流豐枯變化特點(diǎn)[9]。

2.3.1 集中期、集中度估算法

集中期和集中度表征了徑流分配的方位、時(shí)間及其分布不均勻性，這是衡量徑流量年內(nèi)集中程度的主要參數(shù)[10]。集中期和集中度就是用x、y表示水平向與垂直向的徑流分量，結(jié)合兩者占比類表征集中分配程度。經(jīng)計(jì)算確定0°、30°、60°、…、330°方位角的徑流分布狀況，對(duì)集中期、集中度利用下列計(jì)量公式計(jì)算，即：

(1)

(2)

(3)

2.3.2 Mann-Kendall法

文章利用不依賴于數(shù)據(jù)分布的非參數(shù)檢驗(yàn)法——坎德?tīng)栔却蜗嚓P(guān)法進(jìn)行趨勢(shì)分析，該方法具有更顯著的優(yōu)越性，其表達(dá)式為[11]：

(4)

(5)

(6)

式中：N、t為資料系列長(zhǎng)度和時(shí)間序列；X(t)、X(t′)為第t年和多年平均水文要素值；S、T、Var(S)為非參數(shù)統(tǒng)計(jì)值、檢驗(yàn)值和計(jì)算式。

2.3.3 Mann-Whitney法

Mann-Whitney法是一種用于檢驗(yàn)時(shí)間序列是否顯著不同的統(tǒng)計(jì)方法，先從小到大排列一段長(zhǎng)度為N的時(shí)間序列，Ri代表觀測(cè)值i的排序，然后按前、后兩部分劃分整個(gè)時(shí)間序列，前、后部分分別為1-n1和N-n1，可利用下式計(jì)算前部分排列順序及統(tǒng)計(jì)量[12]，即：

(8)

(9)

式中：N、n1、n2為樣本序列長(zhǎng)度及其分解的長(zhǎng)度；S、T為樣本年凈流量之和及其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值；Ri為第i年徑流量。

經(jīng)計(jì)算，若|T|>Z1-a/2則代表兩端序列具有相同平均值，突變點(diǎn)就是時(shí)間序列的第n1個(gè)點(diǎn)，該點(diǎn)前后出現(xiàn)顯著變化，一般水文序列的置信檢驗(yàn)水平a=0.05，若原假設(shè)成立則有|T|≤Z1-a/2的概率為95%。換而言之，在|T|>Z1-a/2的條件下，則表明發(fā)生了概率小于5%的事件，即前、后兩段時(shí)間序列均值顯著不同[13-14]。

3 徑流演變規(guī)律及趨勢(shì)

3.1 年內(nèi)分配集中期

以5年為基準(zhǔn)合理劃分渾河中游沈陽(yáng)(三)水文站實(shí)測(cè)徑流數(shù)據(jù)，逐月平均流量變化特征如圖1。

圖1 渾河流域年內(nèi)徑流量變化趨勢(shì)

總體而言，徑流量在每年的1～4月變化平緩，5月開(kāi)始增加，每年的6-9月徑流量達(dá)到最大。在10月以后徑流量快速減小，究其原因是該時(shí)段流域內(nèi)降水較多，總體處于平水期，所以出現(xiàn)最大流量的月份有所延后；其它時(shí)段的1-4月徑流量變化趨勢(shì)與11-12月相同，11-12月徑流量與1-4月相比略微偏豐。此外，降水量分布不均在很大程度上決定了徑流量年內(nèi)分配不均勻性。

3.2 年內(nèi)分配不均勻性

采用公式(1)～(3)計(jì)算年內(nèi)徑流量分配Cv值，該數(shù)值越大則徑流變化越明顯，各年計(jì)算值，年內(nèi)徑流量分配Cv值變化趨勢(shì)，見(jiàn)圖1。

圖2 年內(nèi)徑流量分配Cv值變化趨勢(shì)

結(jié)果顯示，Cv值總體圍繞平均值波動(dòng)，在2005以前Cv值整體超過(guò)平均值0.91，在2005年以后Cv值整體小于平均值，究其原因是雨量站監(jiān)測(cè)結(jié)果受極端天氣影響，降水量監(jiān)測(cè)值呈顯著不均勻性，1986年1993年、1996年、2001年、2004年的Cv值明顯偏大，表明年內(nèi)徑流分配極不均衡，2004年Cv值達(dá)到最大的1.72，2014年Cv值達(dá)到最小的0.31，最大與最小Cv值之比為5.5，表明年內(nèi)徑流分配具有較大差異?？傮w而言，年內(nèi)Cv值偏大則分布極不均衡，經(jīng)線性回歸Cv值表現(xiàn)出逐年下降趨勢(shì)。

3.3 年際演變規(guī)律

通過(guò)線性趨勢(shì)分析繪制年際徑流變化曲線，如圖3。

圖3 年際徑流變化曲線

由圖3可知，1989年徑流量達(dá)到最大的40.6億m3，2002年的徑流量達(dá)到最小的4.8億m3，極值比8.45，多年平均徑流量26.5億m3，年際徑流量總體表現(xiàn)出下降趨勢(shì)。經(jīng)計(jì)算變差系數(shù)Cv值為0.42，表明年際徑流變化波動(dòng)較為明顯。經(jīng)5年滑動(dòng)平均計(jì)算，從建站到1989年徑流量表現(xiàn)出上升趨勢(shì)，1990～2007年徑流量呈下降趨勢(shì)，2008～2013年徑流量呈上升趨勢(shì)，2014～2016年徑流呈下降趨勢(shì)，2017年至今徑流呈上升趨勢(shì)。

對(duì)徑流演變趨勢(shì)和變化顯著性利用線性回歸法、斯波曼秩次相關(guān)法、坎德?tīng)栔却蜗嚓P(guān)法進(jìn)行分析，計(jì)算顯著性水平a=0.05的參數(shù)如表1。結(jié)果表明，3種方法的檢驗(yàn)結(jié)果均呈顯著減小趨勢(shì)。

表1 變化趨勢(shì)及顯著性檢驗(yàn)

3.4 豐枯變化特性

將徑流豐枯變化特性用差積曲線法進(jìn)行分析，差積曲線上升、持平和下降時(shí)分別代表河流處于豐水期、平水期、枯水期[15-17]。通過(guò)對(duì)年際徑流變化模比系數(shù)的計(jì)算分析，繪制其與1的差積曲線如圖4所示。

圖4 徑流差積曲線

結(jié)果顯示，平水期為1985-1987年，枯水期為1999-2016年，1988-1998年和2017-2019年為豐水期。

3.5 徑流趨勢(shì)檢驗(yàn)

采用Mann-Whitney法和時(shí)序累計(jì)值法準(zhǔn)確識(shí)別徑流突變年份，結(jié)果顯示渾河流域徑流總體平穩(wěn)，但在1990年、2002年、2017年前、后有波動(dòng)突變。為進(jìn)一步識(shí)別變化顯著性及其跳躍年份，對(duì)徑流量突變年份利用Mann-Whitney法進(jìn)行識(shí)別，經(jīng)計(jì)算|T|=0.0021<1.96，表明突變未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，結(jié)合突變檢驗(yàn)曲線，見(jiàn)圖5?？梢源_定1999年為主要突變年份，其次為1990年。

圖5 年際徑流突變檢驗(yàn)曲線

4 結(jié) 論

通過(guò)計(jì)算分析渾河流域徑流變化特征，主要結(jié)論如下：渾河流域徑流量主要集中于6-9月，年內(nèi)分配極不均衡；經(jīng)計(jì)算變差系數(shù)Cv值為0.42，這表明年際徑流變化波動(dòng)較為明顯；結(jié)合突變檢驗(yàn)曲線可以確定1999年為主要突變年份，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；研究期間徑流呈顯著減小趨勢(shì)。

受人類活動(dòng)、氣候變化等因素影響徑流量呈波動(dòng)減少趨勢(shì)，加之年內(nèi)分配不均衡，大大增大了流域內(nèi)水資源開(kāi)發(fā)難度。因此，為穩(wěn)定徑流變化必須采取調(diào)水、河湖連通等水利工程措施，為優(yōu)化配置和合理利用區(qū)域水資源提供可靠保障。文章簡(jiǎn)要分析了變化現(xiàn)象，未深入研究引起變化的成因，未來(lái)仍需進(jìn)一步研究探討。