干旱區河川徑流變化及歸因分析

王娟娟

(新疆金達鑫工程建設有限公司，新疆 庫爾勒 841000)

干旱區河川徑流變化及歸因分析

王娟娟

(新疆金達鑫工程建設有限公司，新疆 庫爾勒 841000)

河川徑流變化是氣候變化和人類活動作用的結果，也是流域水資源開發利用及治理保護的重要依據。基于干旱區某河流徑流量(1954～2010年)資料，采用MK-P法和Pettitt法進行突變年識別及歸因分析;并借助SCRAQ法估算降水、潛在蒸發和人類活動對徑流的影響。結果表明：研究區徑流量呈顯著減小趨勢，且在1979年和1996年發生兩次顯著突變。與基準期相比，人類活動強度較低期(1980～1996年)降水、潛在蒸發、人類活動對徑流的影響比例分別為29.2%、-3.6%，74.4%;人類活動強度較高期(1997～2010年)所占比例分別為20.6%，-1.5%和80.9%。水土保持和水利工程建設對河川徑流突變具有重要影響。

徑流變化;MK-P法;SCRAQ法;干旱區

DO I:10.3969/j.issn.1672-2469.2016.08.013

河川徑流受氣候、土壤、植被等自然條件以及人類活動的耦合作用，其演變過程既表現出確定性的規律，也有強烈的隨機性［1，2］。20世紀 70年代以來，在氣候變化和人類活動的共同作用下，干旱區河流域徑流序列形成的物理背景發生了較大變化，徑流演變的平穩性遭到破壞，而呈現趨勢性或跳躍性。變化環境中，強化徑流變異分析、加強氣候變化與人類活動對水循環要素變異的驅動機理研究，量化驅動因子的相對作用，對流域水資源管理、生態環境保護及促進流域經濟社會發展具有重要意義［3］。

目前國內外主要采用一種或多種參數、非參數檢驗方法，對徑流序列進行趨勢性或突變性檢驗，找到水文序列前后變化不一致的突變點，其中Mann-Kendall法、Pettitt檢驗等非參數檢驗方法，因其對總體分布所加的條件較少，較簡單、實用，應用相對較廣［4，5］。但MK和Pettitt均在一定顯著水平或置信區間內，通過統計量的計算，判斷趨勢或跳躍變化，當序列長度超過一定范圍，其顯著性受到影響。鑒于此，Charles Rouge提出通過Mann-Kendall法和Pettitt法的耦合，判定水文序列的趨勢或跳躍變化。因此，本文以新疆某河流1954—2010年月徑流資料為例，在趨勢變化分析基礎上，首先采用MK-P法和Pettitt法進行突變分析，確定突變年份;其次進行不同人類活動強度時期徑流突變歸因研究;最后利用SCRAQ法進行降水、潛在蒸發和人類活動對徑流量變化影響分解，以期為研究區水資源合理開發利用和優化配置提供科學依據。

1 數據及研究方法

1.1 數據來源和研究方法

某河流位于新疆南疆地區，控制流域面積9655km2，采用其徑流變化基本可以反映整個流域徑流變化的實際。1954～2010年月徑流資料來源于當地水文局整編資料。流域面降雨采用當地氣象站點1954～2010年逐日降水資料，通過Kriging空間差值后，經面積加權平均求得;潛在蒸發數據是根據當地氣象站點日蒸發資料，結合研究區實際，潛在蒸發量和蒸發皿蒸發量的比值取0.5求得。

1.2 數據處理方法

1.2.1 MK-P檢驗方法

MK-P法是由Charles Rouge［6］在Mann-Kendall法和Pettitt檢驗方法耦合的基礎上，通過定義A(n ×n)矩陣，主要通過對比 s(1，τ)和 k(τ)變化，識別時間序列發生趨勢變化和跳躍變化的確切時間。

1.2.2 Pettitt檢驗法

Pettitt法［7］是一種非參數檢驗方法，前提是序列存在趨勢性變化，其核心是計算統計量k的變化及P值顯著性水平，來確定序列躍變時間，若P (τ)＜0.5，則認為τ點為顯著變異點。

1.2.3 累計斜率法(SCRAQ)

SCRAQ［8］是在變異點識別的基礎上，分離基準期和不同人類活動時期;并以時間為自變量，徑流、降水或潛在蒸發的累計量為因變量，根據不同時期徑流、降水、潛在蒸發量累計斜率差值，計算降水、潛在蒸發和人類活動對徑流的影響。采用時間這一客觀變量為自變量，徑流累計為因變量，與降水、徑流雙累計曲線相比，有效避免了變化率一致帶來的誤差。其計算步驟如下:①根據變異點劃分，通過回歸分析得出不同時期累計徑流量、累計降水量、累計潛在蒸發量的斜率值，變點前后的徑流量、降水量和潛在蒸發量累計斜率分別記為: KRb、KRa、KPb、KPa、KEb、KEa，則降水、潛在蒸發和人類活動對徑流量的影響分別記為CP、CE和CH。②不同時期的斜率變化值為:RKR=100%× (KRa-KRb)/|KRb|，PKP=100%×(KPa-KPb)/| KPb|;EKE=-100%×(KEa-KEb)/|KEb|;③CP=100%×PKP/|RKR|，CE=-100%×EKE/|RKR|，CH=1-CP-CE。

2 結果與分析

2.1 年徑流變化趨勢

該河流1954～2010年徑流總體呈現遞減趨勢，線性遞減率約為1.26億m3/10a;在1979年以前年徑流量均值為7.4億m3，比多年均值高37.69%;1979～1996年徑流量在均值上下波動，比多年平均值低4.6%;1997～2010年徑流量均值為1.93億m3，比多年平均值低64.4%，說明該序列可能在1979和1996年趨勢或跳躍變化，如圖1所示。借助Mann-Kendall相關檢驗法進一步檢驗其顯著性，統計量Z為-3.73，通過a=0.05的顯著性檢驗，且 Z為負值，表明1954～2010年徑流量序列呈顯著減少趨勢。

圖1 1954～2010年徑流變化趨勢線

2.2 徑流突變檢測

采用MK-P法檢測，根據研究區實際，選取D/n=0.45，則一級突變年份為1980年點，二級突變年為1994年。為驗證徑流的突變特征，進一步采用Pettitt法進行突變檢驗，如圖2所示。由圖2可知，k值曲線在1979和1996年發生了明顯變化。統計量k分別為543和589，則 P(τ)分別為0.00011和0.00024均遠小于0.5。因此，1954～ 2010年徑流序列的突變年份為1979和1996年。基于MK-P、Pettitt檢驗分析結果，結合流域內水土保持實際，確定1979年和1996年為徑流量的突變點，并將徑流序列劃分為三個時期:基準期(1956～1979年)，人類活動強度較低期(1980～1996年)和人類活動強度較高期(1997～2012年)。

圖2 Pettitt法k值曲線圖

2.3 突變歸因識別

影響徑流突變因素是相互作用、相互聯系的，主要分為氣候變化和人類活動兩方面。降水是地表產流的動力條件，直接影響徑流的時空演化規律;流域內潛在蒸散發雖不能代表流域內的實際蒸散發，但在一定程度上反映了流域內氣象要素的變化，對流域水循環有重要的影響，而水土保持、水利工程建設等人類活動改變了流域下墊面條件，也使產匯流機制發生了變化。因此，選用降水和蒸發作為氣候變化因子，以水土保持、水利工程建設及生態環境等作為人類活動評價因子，分析氣候變化和人類活動對徑流突變的影響。

2.3.1 氣候變化

對1954～2010年逐月降水和徑流量采用相關系數法計算可知:降水量的變化與河川徑流演化相關關系十分密切，1954～2010年 兩者的相關系數為0.64。其中1954～ 1979年相關系數為0.74，而1980～1996年降為0.67，1997～2010年進一步降低為0.049，降水和徑流演變規律并不完全同步，1979年之后，特別是自1996年以后，流域降水和徑流量的相關關系明顯減弱，初步推測徑流突變主要是人類活動介入所致。1957～2010年潛在蒸散發有緩慢增加趨勢，而降水量呈減少趨勢。在其它條件不變的前提下，流域水分消耗量增大，對徑流量的減少產生影響。

2.3.2 人類活動

水土保持對徑流突變的影響。流域內各項水保和退耕還林措施，通過對下滲、蒸發等水循環要素的影響，使地表徑流易于向地下徑流轉化，促使徑流發生趨勢或跳躍變化。1970年以前，流域的水土流失治理規模較小;20世紀70年代后期，尤其是1979年以后水土保持面積顯著增加。林草覆蓋率大幅度提高，可降低雨滴動能，增大地表滲透率，增強生態蓄水能力和蒸發量，具有明顯減少河川徑流量的作用。因此，推斷大規模水土保持措施是造成徑流量在1996年發生突變的不可忽略的一項重要因素。

綜上所述:研究區徑流量的變化是氣候變化和人類活動共同作用的結果，降水與徑流變化密不可分，蒸發量增加趨勢不顯著，對徑流變化有一定影響。人類活動的介入進一步加劇了徑流演變趨勢，且人類活動的類型和強度直接決定了徑流的演變程度。70年代開始的大規模水土保持，可能是1979年徑流量突變重要原因之一;而1996年徑流量突變主要與大規模水土保持，同時水利工程和生態環境建設等也對徑流突變造成了一定影響。

3 結論

(1)通過對研究區1954～2010年河川徑流量序列的趨勢和顯著性檢驗，表明徑流量序列具有顯著減少趨勢;采用MK-P和Pettitt非參數檢驗，確定1954～2010年徑流量序列突變年份為1979和1996年，并以突變年為界，將徑流序列劃分為基準期、人類活動強度較低期和人類活動強度較高期。

(2)研究區徑流量變化是氣候變化和人類活動共同作用的結果。降水與徑流量變化密不可分，蒸發對徑流有一定影響，但是徑流流量的減少與氣候變化并不一致。人類活動的介入使徑流量變化受人為因素影響進一步增強。1979年徑流量突變，可能與20世紀70年代以來水土保持大面積增加有關;水土保持是導致1996年徑流量突變的重要原因;水利工程的建成、運行直接改變了徑流的時間分配過程，導致水文監測斷面徑流量的變化;近年來的生態環境建設導致蒸發量增加的同時，對徑流量突變也造成一定影響。

(3)與基準期相比，人類活動強度較低期徑流變化量為-2.11×108m3/a，變化率為-29.0%，降水、潛在蒸發、人類活動及潛在蒸發和人類活動之和對徑流的影響比例分別為29.2%，-3.6%，74.4%，70.8%;人類活動強度較期徑流變化量-5.5×108m3/ a，變化率為-75.6%，降水、潛在蒸發、人類活動及潛在蒸發和人類活動之和對徑流的影響比例分別為20.6%，-1.5%，80.9%，79.4%。

［1］常丹東，王禮先.水土保持對黃河年徑流量影響研究［J］.水利規劃與設計，2005(S1):37-42.

［2］任東.祖厲河流域徑流變化規律研究［J］.水利規劃與設計，2010(01):29-31.

［3］白劍威.平涼市紙坊溝流域地表徑流特性及其變化成因分析［J］.水利規劃與設計，2012(04):23-25.

［4］李金晶，任小鳳.若爾蓋濕地年徑流序列趨勢識別研究［J］.水利規劃與設計，2014(07):50-52.

［5］唐繼業，劉革.遼、渾、太不同河段徑流特性分析［J］.水利規劃與設計，2004(03):35-36.

［6］Charles Roug，Yan Ge a，Ximing Cai.Detecting gradual and abrupt changes in hydrological records［J］.Advances in Water Resources，2013(03):33-44.

［7］Pettitt A N.A non-parametric approach to the change-point problem［J］.App lied Statistics，1979，28(02):126-135.

［8］趙曉坤，王隨繼，范小黎.1954～1993年間窟野河徑流量變化趨勢及其影響因素分析［J］.水資源與水工程學，2010，21 (05):29-34.

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1672-2469(2016)08-0038-02

2015-02-18

王娟娟(1981年—)，女，工程師。