塔里木河徑流演變規律研究

鄭 剛

（新疆塔里木河流域管理局，新疆庫爾勒 841000）

塔里木河是我國最長的內陸河，目前的塔里木河流域，僅包括阿克蘇河、和田河、葉爾羌河及塔里木河干流，在人為調節下，孔雀河有部分水量下泄匯入塔里木河[1]。干流阿拉爾斷面水量由和田河，阿克蘇河，葉爾羌河組成。近一個世紀尤其近幾十年來，塔里木河流域自然環境、社會經濟發生了顯著的變化，生態環境嚴重惡化，并引發生物多樣性受損、土地退化、鹽漬化擴張、現代荒漠化、沙漠化進程加劇等一系列生態環境問題，直接威脅流域經濟社會的可持續發展和人類的生存安全。

本文對塔里木河干流的阿拉爾斷面徑流規律展開分析，旨在研究其干流水文規律，以便為后續基于生態保證條件下的塔里木河水資源合理配置及利用奠定基礎。

1 年際變化

徑流年際變化的總體特征常用變差系數 Cv或年極值比（最大、最小年流量的比值）來表示。Cv反映一個流域徑流過程的相對變化程度，Cv值大則表示徑流的年際豐枯變化劇烈。由 1958～2010年共 52年的天然資料分析計算得到塔河干流阿拉爾斷面的Cv值和年極值比如表1、2所示[2]。

表1 阿拉爾站年徑流多年變化特征值

表2 塔河干流設計年徑流量 (單位：108m3)

由表 1、2及圖1可知，從1958～2010共52年的來水可以看出，阿拉爾站徑流量年際變化較大，且呈遞減的趨勢，年均遞減 0.25億 m3，為均值的0.56%。

2 年內分配

塔里木河干流阿拉爾站徑流年內分配不均，汛枯期徑流差異較大。如表3可知：阿拉爾站徑流主要集中于7～9月份。占年徑流量的69.22%。全年范圍來看，年內汛枯比值達到了 4:1。年內分配不均勻造成了年內豐水防汛，枯水抗旱的局面，給工農業生產帶來了極大的不便[2]。

圖1 阿拉爾斷面年徑流量變化圖

圖2 阿拉爾斷面月平均徑流量變化圖

表3 阿拉爾斷面徑流年內分配

3 代際變化

由表4可知，徑流的代際變化統計結果呈現有規律的波動變化，從20世紀70年代開始徑流總體成下降趨勢，且徑流量小于多年平均值。

表4 阿拉爾斷面徑流代際變化

表5 模比系數Kp判別表

4 豐枯變化

《水文情報預報規范》[3]對徑流豐枯情況的劃分標準規定為，按距平百分率P表示：P＞20%為豐水；10%＜P≤20%為偏豐；-10%＜P≤10%為平水；-20%≤P＜-10%為偏枯；P＜-20%為枯水。實際工作中，在以上范圍內，可以計算出相應的模比系數KP值，只要根據已知年徑流量計算出KP值，就可以在表5中給出的區間內查找出當年來水量的豐、平、枯程度，塔河干流阿拉爾站各年徑流量豐枯狀況如表6所示。

從表6可以看出，各年代豐水年、平水年、枯水年交替出現，其中豐水年占 35%（其中特豐年占12%，偏豐年占23%），平水年占29%，枯水年占36%（其中偏枯占13%，特枯占23%）。

表6 1958～2010年來水量的豐枯情況

5 周期性分析

一個水文要素隨時間變化的過程多種多樣，但總可以把它看成是有限個周期波互相迭加而成。由于影響水文要素變化的因素的復雜，周期不可能象天體運動、潮汐現象所具有規律性的周期，而只是概率意義上的周期，也就是只能理解為某一水文現象出現之后，經過一定的時間間隔，這種現象再次重復出現的可能性較大而已[4～6]。

水文時間序列中的周期項屬于確定性成分，是由于受地球繞太陽公轉和地球自轉的影響而形成的。例如月降水量、徑流量等水文特征量序列受這種影響，明顯存在以 12個月為基本周期的周期成分；逐時氣溫及蒸發量等序列中，受日夜不同大氣的影響，又存在24小時為周期的周期成分。

時間序列的周期分析方法有很多，在水文變量中的分析提取方法主要的有簡單分波法、傅立葉分析法、功率譜分析法、極大熵譜分析法和小波分析法等。本研究主要運用小波分析法對塔里木河干流阿拉爾徑流周期進行分析。

5.1 小波分析原理

小波分析的巨大優勢在于借助時頻局部化功能剖析時間序列內部精細結構。這里采用Morlet[7]小波作為小波母函數進行小波變換,Morlet小波的基本形式為:

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當c取較大值時，式(1)中第 2項遠小于第 1項，省略第2項。其子小波為：

Morlet小波函數是一個經一個Gaussian函數平滑而得到的周期函數，所以，它的伸縮尺度a與傅里葉分析中的周期T有一一對應關系。

將時間域上的所有小波系數的平方積分，即小波方差：

小波方差隨尺度a的變化過程稱為小波方差圖，它反映了波動的能量隨尺度的分布，借此可能確定一個時間序列中存在的主要時間尺度，可以用來分析序列變化的主要周期成分。

5.2 小波分析結果

選用Morlet小波，對塔河干流阿拉爾站1958～2010年徑流量序列施行小波分解，進行多時間尺度分析。不同時間尺度下的小波系數，可以反映系統在該時間尺度的變化特征：正的小波系數對應于偏多期，負的小波系數對應于偏少期，小波系數為零對應著突變點；小波系數絕對值越大，表明該時間尺度變化越顯著。從小波系數等值線圖中也可以看出不同尺度下的豐枯位相結構，據此即可判斷降水變異點出現的年份。

圖3 阿拉爾站年徑流量距平小波方差圖

小波方差圖反映了能量隨尺度的分布,可以確定一個時間序列中各種尺度擾動的相對強度,對應峰值處的尺度稱為該序列的主要時間尺度,用以反映時間序列的主要周期。 圖 3顯示了年降水小波方差存在三個峰值。28年、17年和8年。第一峰值對應時間尺度為28年,結合序列長度，28年尺度周期無法驗證，故暫采用 17年為徑流量變化的第一主周期。

圖4 阿拉爾站年徑流距平小波變換系數等值線圖

圖5 阿拉爾站年徑流量主周期小波系數變化曲線

圖4是 1958～2007年阿拉爾站年徑流距平Morlet小波變換系數的實部，可以看出，阿拉爾站年徑流變化存在著明顯的時間尺度的周期性變化，在 20～38年時間尺度上周期震蕩非常顯著，年徑流量經歷了多～少～多3個循環交替；1966年，2001年是震蕩核心，徑流量較多；1983年也是震蕩核心，徑流量較少。在 10～20年時間尺度上，徑流量也經歷了多～少～多～少～多5個循環交替；1982年是震蕩核心，徑流量較多；1974年和1992年是震蕩核心，徑流量較少。

圖5為年徑流量在第一、第二主周期尺度和第三主周期下的小波系數變化曲線。由圖5分析可知，在17年尺度周期上則分別經歷了3次波峰和兩次波谷在8年尺度周期上分別經歷了六次波峰和五次波谷。

6 趨勢性分析

6.1 德爾(Kendall)秩次相關檢驗

對年徑流序列X1,X2,…,Xn，先確定所有對偶值（Xi，Xj，i＞j）中的Xi＜Xj出現次數di。順序的（ i， j）子 集 為 ：（ i=1,j=2,3,4…,n），（i=2,j=3,4,5…,n），…，（i=n-1,j=n）。如果按順序前進的值全部大于前一個值，這是一種上升趨勢，di為（n -1）+（n -2）+…+1，總和為1/2n（n -1）。如果序列全部倒過來，則 di=0，即為下降趨勢。對于無趨勢的序列，di的數學期望E（di）=1/4n（n-1）用下式計算其檢驗統計量[8]：

原假設該徑流序列無趨勢，根據年徑流序列統計 di后計算出檢驗統計量 U，給定顯著性水平α,在正態分布表中查出臨界值Ua/2，當U的絕對值大于其臨界值，則趨勢顯著；反之，則不顯著。如檢驗統計量U大于零，說明序列存在遞增趨勢；反之，則為遞減趨勢。

6.2 序列趨勢分析

采用坎德爾(Kendall)秩次檢驗法分析 年徑流序列的變化趨勢。

表7 年徑流序列趨勢分析表

年徑流序列趨勢分析結果如表7所示。計算的年徑流序列的檢驗統計量U為-1.396小于零，所以徑流序列存在遞減趨勢；給定顯著水平α=0.05，由正態分布表中查得臨界值 Ua/2=1.96大于檢驗統計量絕對值。因此，徑流序列遞減趨勢不顯著。

7 結 語

（1）塔里木河干流不產流，源流的補給維持了塔里木河的存在。自20世紀80年代中期以來，我國西北地區氣溫呈上升趨勢，直接導致冰雪融水增加，徑流量增大[9]。結合氣溫特性，由坎德爾(Kendall)秩次檢驗法分析知，1958～2010年的52年里，干流阿拉爾斷面徑流則呈遞減趨勢，52年減少了25%。

（2）相對來說，塔里木河生態環境是一個相對獨立的系統，干流徑流量序列呈現出相對一致的周期尺度，存在 17年的周期成分。在整個分析時段中，17年尺度的周期變化表現的非常穩定，具有全域性。徑流形成和變化不僅與溫度變化密不可分還與降水量有關，塔里木流域降水介于 14～19年的周期變化，溫度表現為 13年的周期變化[10]。降水與溫度效應的相互影響，加上人類活動的干擾使徑流呈現出不同于降水的周期成分。

（3）結合干流突變年份，查閱相關資料，在1973年、1974年和1975年，太陽黑子急劇增加[11]，可能影響塔里木河流域徑流量的急劇變化。

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