新疆黃水溝1956—2013年徑流變化特征研究

魏光輝

(新疆農業大學水利與土木工程學院，烏魯木齊 830052)

文章編號：1006—2610(2015)03—0001—05

新疆黃水溝1956—2013年徑流變化特征研究

魏光輝

(新疆農業大學水利與土木工程學院，烏魯木齊 830052)

根據新疆黃水溝水文站1956—2013年逐月徑流資料，采用非參數檢驗、R/S法及最大熵譜法分析了年徑流量變化特征。結果表明：黃水溝年徑流量在1995年發生突變，并達到極顯著水平，這與M-K法計算結果相一致；年尺度下的徑流量通過了顯著性檢驗,z值為正，表明近60 a來呈增長趨勢,傾向率為0.015 7億m3/a；徑流量Hurst指數H為0.653 3，表明未來仍處于增加趨勢；年徑流量變化以9 a為第1主周期，29 a為第2主周期。研究結果為區域水資源的合理開發利用與可持續發展提供了重要參考。

黃水溝；非參數檢驗；R/S法；最大熵譜法；徑流；特征

0 前 言

河川徑流量的變化是地表水資源研究的重要內容，也是對氣候變化和人類活動雙重作用的響應。近年來，由于氣候變化和人類活動的干擾，河川徑流量出現一系列生態環境問題，如徑流量減少、下游河道斷流、流域生態環境惡化等[1]，因此對河川徑流量變化特征進行定量分析具有重要意義。

目前，國內外學者在河川徑流量變化特征方面進行了大量研究，如馬新萍[1]等利用小波分析法、M-K檢驗等方法對灞河流域近50 a徑流資料進行分析，結果表明，灞河年徑流量呈顯著下降趨勢，徑流量突變點為1989年，主周期16 a；劉茂峰[2]等人以白洋淀為研究對象，采用Mann-Kendall法、Hurst指數分析近50 a徑流變化，結果表明，研究區年徑流量呈下降趨勢且具有較強的持續性，1979年是徑流突變年；趙銳鋒[3]等利用Mann-Kendall檢驗和R/S法對塔里木河干流1957—2005年徑流數據進行分析，結果表明，干流徑流量呈現顯著遞減趨勢，且未來有繼續下降趨勢，徑流量年內分配受人類活動影響強烈；凌文韜[4-5]等據黑河1956—2012年徑流數據，應用Mann-Kendall法對徑流變化進行分析，并利用神經網絡對徑流趨勢進行預測。結果表明，黑河徑流量呈現趨勢增加，Mann-Kendall趨勢檢驗結果BP神經網絡結果一致；陳晨[6]等采用Morlet小波及Kendall秩次分析法對涇河流域近80 a徑流進行分析，結果表明，涇河年徑流量呈減小趨勢，2 a周期徑流豐枯變化存在局部差異，12 a和20 a周期逐漸增強；王順久[7-8]等運用M-K統計檢驗、線性傾向估計和小波分析等方法對長江上游川江段水文要素變化進行分析，結果表明，研究區氣溫、徑流呈不同程度減少趨勢，降水呈小幅增加趨勢，氣溫、降水、徑流具有不同周期成分；L.Menzel等[9]根據德國穆爾德河徑流數據，采用半分布式概念模型HBV-D模擬氣候環境變化，結果表明，未來100 a隨降水減少，溫度將上升明顯；Nash[10]采用概念水文模型對科羅拉多河徑流量進行模擬，結果表明氣溫與降水量變化對年徑流量有顯著影響。

本文以新疆黃水溝水文站1956—2013年逐月徑流數據為基礎，結合非參數檢驗、R/S法及最大熵譜法等數學方法，系統地探討了黃水溝近60 a徑流量變化特征，以期為區域水資源的合理開發利用與生態環境保護提供參考。

1 研究區概況

圖1 博斯騰湖水系圖

黃水溝位于新疆和靜縣境內，其發源于天山中部的天格爾山南坡，為雨雪混合型河流。河流出山口(黃水溝水文站)以上流域面積4 311 km2，河長110 km，多年平均徑流量2.87億m3(1956—2013年系列)。黃水溝水文站下游約12 km為黃水溝分洪閘，分洪閘將黃水溝分為東、西2條支流，東支注入博斯騰湖大湖，西支匯入開都河。

黃水溝是和靜縣及新疆生產建設兵團第二師22團、23團國民經濟社會發展的主要水源，也是下游博斯騰湖水系(見圖1)的重要補給源，對區域經濟社會發展和生態環境保護起著不可忽視的作用。本文采用黃水溝水文站(地理坐標86°14′E，42°27′N，海拔1 320 m)1956—2013年逐月徑流數據對其變化特征進行分析，由于水文站地處出山口位置，徑流受人類活動干擾較小，可視為天然徑流量。

2 研究方法

2.1 Mann-Whitney檢驗

在Mann-Whitney檢驗中，設時間序列變量X=(X1，X2，…，Xn)及子序列Y=(X1，X2，…，Xn1)，Z=(Xn1+1，Xn1+2，…，Xn1+n2)，統計量Zc計算如下[11-12]：

(1)

式中：r(xt)為時間序列變量的秩；若-Z(1-a/2)≤Zc≤Z(1-a/2)，則接受原假設，認為變量存在階段跳躍，反之則不存在；Z(1-a/2)為給定檢驗水平a所對應的標準正態分位數，a=0.01時，Z(1-a/2)為2.57；a=0.05時，Z(1-a/2)為1.96。

2.2 R/S法

R/S法計算步驟如下[13]：

設時間序列變量x(t)，其均值序列為：

(2)

累積離差：

(3)

極 差：

τ=1,2,…

(4)

標準差：

τ=1,2,…

(5)

Mandelbrotetal通過分析得出具有普適性的指數律：

(6)

式中：H為Hurst指數，當H=0.5時，表明時間序列變量為相互獨立、方差有限的隨機序列；當00.5時，表明時間序列的變化趨勢與過去一致[14]。

2.3 Mann-Kendall法

Mann-Kendall法(以下簡稱M-K法)為非參數檢驗法，廣泛應用于氣象、水文時間序列趨勢分析與突變檢驗[15-17]。檢驗統計量z值計算式如下：

(7)

式中：s值計算式為：

(8)

(9)

(10)

式中:xi和xj為時間序列變量；n為時間序列長度；tp為第p個數對應的捆綁值；z為趨勢檢驗統計量，z>0，表明時間序列呈增加趨勢，反之減小。若|z|>z(1-a/2)，則認為時間序列變量存在顯著性趨勢。

此外，M-K法可用于時間序列變量突變點檢驗，詳見文獻[18]。

2.4 最大熵譜法

最大熵譜分析是一種自相關函數外推法。在每一步外推過程中，要求熵達到最大，從而確定未知的自相關函數值，其數學表達式如下[19-20]：

(11)

3 結果與分析

3.1 年徑流量的Mann-Whitney檢驗

檢驗黃水溝年徑流量序列的躍變，對于研究和預測其徑流變化趨勢具有重要意義。本文采用徑流量累積距平曲線及Mann-Whitney檢驗這2種方法，對黃水溝水文站1956—2013年徑流量變化進行對比分析(見圖2與表1)。

圖2 黃水溝1956～2013年徑流變化與累積距平圖

表1 黃水溝1956—2013年徑流變化Mann-Whitney檢驗結果表

由圖2可知，黃水溝水文站年徑流量在1995年發生明顯增多的躍變，并且近60 a來總體呈增長趨勢。由累積距平曲線可知(圖2(b))，黃水溝年徑流量的變化大致可分為2個階段：1956—1994年，該階段徑流量總體偏少(累積距平曲線值持續減小)，屬于枯水期；1995—2013年，該階段徑流量總體呈現偏多(累積距平曲線值呈現增加趨勢)，屬于豐水期，徑流變化呈現“U”字形。產生這種變化的原因可能是因為黃水溝為干旱區內陸河，對氣候變化的敏感性較強，近年來溫度的不斷增加導致源流區冰川融化，給徑流補給了大量水源。

此外，對黃水溝水文站年徑流量進行Mann-Whitney檢驗(見表1)。結果表明，統計量Zc為3.55，臨界統計值Z0.01為2.57，年徑流量發生躍變趨勢，并達到極顯著水平。黃水溝1956—1994年多年平均徑流量2.563億m3，年徑流量遞減率為0.004 8億m3，變異系數0.236。1995—2013年多年平均徑流量為3.488億m3，比躍變前增加0.925億m3，年徑流量遞減率為0.129 4億m3，變異系數0.391。就整體而言，1956—2013年徑流量平均值為2.866億m3，變異系數0.353，年徑流量遞增率為0.017 1億m3，年際變化較大。

3.2 年徑流量的M-K檢驗

3.2.1 年徑流量突變點檢驗

利用M-K法檢驗分析黃水溝年徑流量突變點(見圖3)。由圖3可知，年徑流量M-K檢驗突變點只有1個(交叉點年份為1995年)，通過與累積距平曲線(圖2)計算結果對比，兩者分析結果完全一致，這也從側面驗證了M-K檢驗的正確性。

圖3 年徑流量M-K突變點檢驗圖

3.2.2 年徑流量趨勢分析

根據黃水溝1956—2013年徑流量數據，對其進行M-K檢驗，結果見表2。由表2可知，年徑流量通過了顯著性檢驗，z值為正，表明年徑流量具有顯著增加趨勢，傾向率為0.015 7億m3/a。

表2 年徑流量M-K檢驗結果表

3.3 年徑流量的R/S分析

根據R/S分析原理，利用式(2)～(6)，并通過對式(6)兩邊同時取對數，進行最小二乘線性方程擬合，得到黃水溝水文站處的Hurst指數,結果見圖4。

圖4 黃水溝年徑流量Hurst指數圖

由圖4可知，黃水溝年徑流量的Hurst指數H為0.653 3(r=0.972 1，r0.01=0.354 1，擬合方程達到極顯著水平)，H>0.5，表明年徑流量具有持續性，即在未來一段時間內年徑流量仍然會持續增加。

3.4 年徑流量周期分析

3.4.1 周期計算

根據黃水溝水文站1956—2013年58年徑流量實測值，在去除序列趨勢成分后，對年徑流量序列進行歸一化處理，再進行平穩性檢驗。之后，根據最大熵譜法，采用年徑流量序列的1/3～1/2作為最優階數[16]進行分析(本文選擇階數為25)，年徑流量序列最大熵見圖5。

圖5 年徑流量序列最大熵譜圖

由圖5可知，年徑流量最大譜值對應的頻率分別為9 a與29 a，其中以9 a為第1主周期(譜值最大)，29 a為第2主周期。

3.4.2 顯著性檢驗

圖5給出振蕩強烈頻率是最可能周期，但對此周期還要進行顯著性檢驗，根據文獻[17]中的相關系數法進行周期檢驗。結果表明：T=9 a與29 a均通過了置信度0.01的顯著性檢驗，表明上述年徑流量周期性明顯。

4 結 語

本文以新疆黃水溝水文站1956—2013年近60 a的逐月徑流數據為基礎，結合非參數檢驗、R/S法及最大熵譜法等數學方法，分析了黃水溝徑流量變化特征，得到以下結論：

(1) Mann-Whitney階段檢驗表明，黃水溝在1995年產生極顯著突變，這與年徑流量累積距平曲線及M-K法分析結果完全一致；突變后時段內年均徑流量顯著高于突變前時段內年均徑流量；突變點之前的時間段內，黃水溝徑流量呈減少趨勢，但趨勢不顯著；突變點之后的時間段內，黃水溝徑流量呈顯著減少趨勢；研究期內(1956—2013年)年徑流量總體呈增加趨勢，通過置信度0.05的顯著性檢驗。

(2) M-K法趨勢分析結果表明，研究時段內，黃水溝年徑流量具有顯著增加趨勢，傾向率為0.015 7億m3/a。

(3) 黃水溝年徑流量Hurst指數為0.653 3，大于0.5，表明未來一段時間內年徑流量仍將持續增加。

(4) 黃水溝年徑流量具有明顯的周期性，其中9 a為第1主周期，29 a為第2主周期，上述周期均通過了置信度0.01的顯著性檢驗。

(5) 本文研究了黃水溝近60 a的徑流變化特征，由于氣候變化對徑流量的影響存在著不確定性，因此還需要加強未來氣候變化下的徑流量預測及不確定性研究。

[1] 馬新萍,白紅英,侯欽磊.1959年至2010年秦嶺灞河流域徑流量變化及其影響因素分析[J].資源科學,2012,34(7):1298-1304.

[2] 劉茂峰,高彥春,甘國靖.白洋淀流域年徑流變化趨勢及氣象影響因子分析[J].資源科學,2011,33(8):1438-1445.

[3] 趙銳鋒,陳亞寧,李衛紅.1957年至2005年塔里木河干流徑流變化趨勢分析[J].資源科學,2010,32(6):1196-1203.

[4] 凌文韜,謝利云,何玉琛.黑河流域徑流變化規律及趨勢預測[J].人民黃河,2014,36(11):20-21.

[5] 王正發. 黃河龍羊峽以上河段徑流系列代表性分析論證[J].西北水電，2010，(02)：9-13，16.

[6] 陳晨,羅軍剛,解建倉.涇河流域近80a徑流變化趨勢及特征分析[J].人民黃河,2013,36(1):10-13.

[7] 王順久.長江上游川江段氣溫、降水及徑流變化趨勢分析[J].資源科學,2009,31(7):1142-1149.

[8] 楊鵬鵬,黃曉榮,柴雪蕊,趙靜薇. 岷江都江堰降雨與徑流變化趨勢分析及預測[J].西北水電，2014，(03)：9-12.

[9] L.Menzel,G.Burger.Climate change scenarios and runoff response in Mulde catchment[J].Journal of Hydrology,2002,267(1-2):53-64.

[10] Nash.Sensitivity of stream flow in the Colorado Basin to climate change[J].Hydrology,1990，125(1):221-241.

[11] 徐長春,陳亞寧,李衛紅.45a來塔里木河流域氣溫、降水變化及其對積雪而積的影響[J].冰川凍上,2007,29(2):183-190.

[12] 王正發. 黃河上游瑪曲～唐乃亥河段連續11年枯水段存在性分析論證[J].西北水電，2011，(02)：10-13，29.

[13] 門寶輝,劉昌明,夏軍.R/S分析法在南水北調西線一期工程調水河流徑流趨勢預測中的應用[J].冰川凍土,2005,27(4):568-573.

[14] 凌紅波,徐海量,張青青.新疆瑪納斯河年徑流時序特征分析[J].中國沙漠,2011,31(6):1639-1646.

[15] MANN,H.B.Nonparametric tests against trend[J].Econometrica,1945,13(3):245-259.

[16] Kendall.Rank correlation measures[J].2nd Edition,London:Charles Griffin,1975.

[17] 魏光輝,鄧麗娟.基于MK與SR非參數檢驗方法的干旱區降水趨勢分析[J].西北水電,2014,(4):6-9.

[18] 孔蘭,謝江松,陳曉宏.珠江口最高洪潮水位變化規律研究[J].水資源研究,2012,(1):315-319.

[19] 趙麗娜,宋松柏,謝萍萍.陜北年徑流序列譜分析研究[J].水資源與水工程學報,2009,20(6):16-25.

[20] 涂方旭,胡圣立.用最大熵譜方法分析氣候序列周期[J].廣西科學,1994,1(3):58-61.

注：封面照片作者不詳，如有確定，請與我們聯系。謝謝！

Study on Variation Characteristics of Yearly Runoff of Huangshui Gulley, 1956-2013

WEI Guang-hui

(College of Hydraulic and Civil Engineering, Xinjiang Agricultural University, Urumqi 830052,China)

Characteristic of the yearly runoff variation are analyzed by application of non-parameter inspection, R/S method and maximum entropy method in accordance with the monthly runoff data from the gauge station in Huangshui gulley, Xinjiang, in 1956 ～ 2013. The study demonstrates the yearly runoff in the Huangshui gulley abruptly varied in 1995 and reached the extremely outstanding level. This is in compliance with the calculation results by M-K method. The yearly runoff is verified in term of significance. Thezvalue is positive, presenting that the runoff in past 60 a is in tendency of increment. The tendency rate is 1.57 million m3/a. The runoff Hurst indicator (H) is 0.6533, which predicates that the runoff still is in tendency of increment. The yearly runoff variation features 9 a as the main period, 29 a as the second main period. This study provides important reference to the reasonable development, utilization and the sustainable development of the regional water resources.

Huangshui gulley; non-parameter inspection; R/S method; maximum entropy method runoff; characteristic

2014-12-28

魏光輝(1981- ),男，新疆石河子人，高級工程師，主要從事干旱區水資源利用與工程建設管理.

新疆水文學及水資源重點學科資助(XJSWSZYZDXK20101202).

TV121.4

A

10.3969/j.issn.1006-2610.2015.03.001