松花江流域1956—2014年徑流量變化特征分析

汪雪格，胡 俊，呂 軍，劉洪超，魏春鳳，張 正，張 宇

(松遼流域水資源保護局 松遼水環境科學研究所，吉林 長春 130026)

松花江流域1956—2014年徑流量變化特征分析

汪雪格，胡 俊，呂 軍，劉洪超，魏春鳳，張 正，張 宇

(松遼流域水資源保護局 松遼水環境科學研究所，吉林 長春 130026)

徑流量；Mann-Kendal法；1956—2014年；松花江流域

利用松花江流域內嫩江的尼爾基、大賚斷面，第二松花江的豐滿水庫、扶余斷面，松花江干流的哈爾濱和佳木斯斷面等6個干流水文站，以及洮兒河的鎮西斷面、霍林河的白云胡碩斷面等2個支流水文站的1956—2014年水文監測資料，采用Mann-Kendal法分析了松花江流域主要干支流1956—2014年徑流量變化規律和特征，結果表明：松花江流域干支流的徑流量年際變化很大，經常出現連續豐水年和連續枯水年的情況，尤其是支流洮兒河和霍林河徑流極值比非常大。松花江流域干支流徑流量均有下降的趨勢，其中嫩江、松花江干流、洮兒河和霍林河下降趨勢較為明顯，而第二松花江徑流量下降趨勢相對不顯著。嫩江的突變點有兩個，主要集中在1963和1991年；第二松花江沒有突變點；松花江干流有兩個突變點，分別是1967和1990年左右；洮兒河的突變點為1971和1995年；霍林河的突變點為1964年。松花江流域干支流研究水文站點的突變點均為減小突變。

水資源是經濟社會發展的重要戰略資源，地表徑流是水資源的主要組成部分。地表徑流作為地貌形成的外營力之一，參與在地殼中的化學過程，影響土壤發育、植物生長，以及湖泊、沼澤形成等，是地區工農業供水的重要來源，制約著地區社會經濟的發展規模，在國民經濟中具有十分重要的意義。隨著全球變暖和人類活動影響加劇，河川徑流量發生了顯著的時空變化，直接影響了流域水資源的合理配置、開發與利用，以及河流生態系統的物理、化學和生物過程。

近幾十年來松花江流域出現了持續而顯著的增溫現象[1-2]，土地利用格局[3-4]、降水和徑流過程發生了巨大變化，并引起了濕地退化[5-6]、草地沙化和鹽堿化等生態環境問題[7]，旱澇災害發生的頻率也在不斷增加，嚴重制約了松花江流域經濟社會的發展。在松花江流域1990年之后發生的洪災中，以1995、1998、2013年的最為嚴重，其中1998年發生在嫩江、松花江的洪災是中華人民共和國成立以來流域內發生的最為嚴重的一場洪災，造成直接經濟損失達480億元，災區主要位于黑龍江、吉林兩省的西部及內蒙古自治區的東部，受災縣、市88個，受災人口1 733萬人。

近年來研究者們對松花江流域徑流量變化進行了大量研究工作，認為降雨量和徑流量整體呈現減少的趨勢，然而關于徑流量變化的研究主要集中在個別站點[8-11]、區域[12]、區段[13]、流域[14]，對全流域主要干支流徑流量變化的研究較少。本研究以松花江流域嫩江及其支流洮兒河和霍林河、第二松花江和松花江干流為研究對象，分析松花江流域干支流的徑流量變化特征、變化趨勢及突變節點，以期為流域水資源的評價、開發、利用和管理等提供科學依據，這對流域水利工程建設和生態環境保護具有現實意義。

1 研究區概況

松花江流域位于我國的東北部，是我國七大流域之一，位于東經119°52′～132°31′、北緯41°42′～51°38′之間，東西寬920 km，南北長1 070 km，流域面積56.12萬km2。松花江有南北兩源，南源第二松花江發源于吉林省長白山天池，北源嫩江發源于大興安嶺伊勒呼里山中段南側，兩源于三岔河附近匯合后向東而流始稱松花江。松花江流域西部為大興安嶺，北部為小興安嶺，東部和東南部為完達山脈和長白山脈，流域中部為松嫩平原，是主要的農業區，西南部丘陵地帶是松花江、遼河兩流域的分水嶺。松花江流域地處溫帶大陸性季風氣候區，春季干燥多風、夏秋降雨集中、冬季嚴寒漫長，多年平均氣溫-3～5 ℃、降水量400～850 mm、蒸發量1 000～1 700 mm。松花江流域人均水資源量為全國平均值的85%，單位面積水資源量僅為全國平均值的30%。

松花江流域范圍內山嶺重疊，滿布原始森林，蓄積在大興安嶺、小興安嶺、長白山等山脈上的木材總計有10億m3，是中國面積最大的森林區，同時礦產蘊藏量極為豐富，除了煤，還有金、銅、鐵等。松花江流域土地肥沃，盛產大豆、玉米、高粱、小麥，以及亞麻、棉花、蘋果和甜菜等。松花江還是中國東北地區的一個大淡水魚場，每年供應的鯉、鯽、鰉、哲羅魚等在4萬t以上。因此，松花江雖然是黑龍江的支流，但對東北地區工農業生產、內河航運、人民生活等的意義都超過了黑龍江和東北地區其他河流。

2 研究方法

采用Mann-Kendal檢驗法進行徑流量變化趨勢及突變分析。Mann-Kendal檢驗法是時間序列數據趨勢檢驗中使用廣泛的一種非參數檢驗方法，該方法不需要樣本遵從一定的分布，也不受少數異常值的干擾，適用于水文、氣象等非正態分布的數據，計算比較簡便[15-17]。

(1)Mann-Kendal趨勢檢驗。在Mann-Kendal檢驗中，原假設H0為時間序列數據(x1,x2,…,xn)，是n個獨立的、隨機變量同分布的樣本；備選假設H1是雙邊檢驗，對于所有的i、j≤n，且i≠j，xi和xj分布是不相同的。

定義檢驗統計量S為

(1)

式中：sign()為符號函數，當xi-xj<(=、>)0時，sign(xi-xj)分別為-1、0、1；S為正態分布，均值和方差分別為E(S)=0，Var(S)=n(n-1)(2n+5)/18。

當n>10時，標準的正態統計變量Z的計算公式為

(2)

在雙邊趨勢檢驗中，對于給定的置信水平α，若|Z|≥Z1-α/2則原假設H0是不可接受的，即在置信水平α上，時間序列數據存在明顯的上升或下降趨勢。統計變量Z為正值時表示增加趨勢，為負值時表示減少趨勢。Z的絕對值在≥1.28、1.64、2.32時，表示分別通過了置信度90%、95%、99%的顯著性檢驗。

(2)非參數Mann-Kendal突變檢測。設時間序列為(x1,x2,…,xn)，Sk表示第i個樣本xi>xj(1≤j≤i)的累計數，定義統計量Sk為

(3)

其中：

定義統計量UFk為

(4)

其中：

E(Sk)=k(k-1)/4

Var(Sk)=k(k-1)(2k+5)/72 (1≤k≤n)

UFk為標準正態分布，UF1=0，UFk是根據時間序列xi計算出的統計序列，再按照時間序列逆序(xn,xn-1,…,x1)，重復上面的步驟，得出UBk統計序列，同時令UBk=-UKk,i′=n+1-i(i、i′=1,2,…,n),其中UB1=0。

給定顯著性水平，如α=0.05，那么臨界值U0.05=±1.96，將UFk和UBk兩個統計量序列曲線和±1.96兩條直線繪制在同一張圖上。若UFk或UBk值大于0，則表明序列呈現上升趨勢，小于0則表示呈下降趨勢。當它們超過臨界線時，表明上升或下降趨勢顯著。超過臨界線的范圍確定為出現突變的時間區域。如果UFk和UBk兩條曲線出現交點，且交點在臨界線之間，那么交點對應的時刻便是突變開始的時間。

3 結果與分析

3.1 徑流量年際變化分析

根據松花江流域內嫩江的尼爾基、大賚斷面，第二松花江的豐滿水庫、扶余斷面，松花江干流的哈爾濱和佳木斯斷面6個干流水文站，以及洮兒河的鎮西斷面、霍林河的白云胡碩斷面等2個支流水文站1956—2014年水文監測資料，分析各研究水文站歷年徑流量變化特征。各研究水文站點位置示意見圖1。各研究水文站點徑流量變化特征見表1。

圖1 松花江流域各研究水文站點位置示意

表1 各研究水文站點徑流量變化特征

從表1可以看出，松花江流域嫩江、第二松花江及松花江干流的6個主要水文控制站中松花江干流的哈爾濱和佳木斯站年徑流量數值相對較大，其次是嫩江的大賚站，第二松花江的豐滿水庫站、扶余站徑流量相對較小，嫩江的尼爾基站徑流量最小，徑流量空間分布不均勻。

松花江流域各研究水文站點1956—2014年徑流量總體呈減少趨勢(圖略)，同時徑流量年際變化很大，徑流極值比為4.9～13.0，經常出現連續豐水年和連續枯水年的情況。

支流洮兒河的鎮西站和霍林河的白云胡碩站年徑流量很小，且呈減少趨勢。鎮西站的年徑流量為11.66億m3，霍林河只有2.84億m3。這兩個水文站徑流極值比非常大，分別為54.1和98.0，表明徑流量年際分布極不均勻。除個別年份為豐水年外，其他年份枯水年較多，整體來說洮兒河流域和霍林河流域干旱少水。

3.2 徑流量變化趨勢分析

對尼爾基、大賚、豐滿水庫、扶余、哈爾濱、佳木斯、鎮西和白云胡碩水文站1956—2014年徑流量序列進行Mann-Kendal趨勢檢驗，結果見表2。

從表2可知，松花江流域內8個研究水文站的Z值均為負值，說明各站點的徑流量均呈減少趨勢。其中，大賚、哈爾濱、佳木斯和白云胡碩水文站的|Z|>2.32，通過了顯著性水平0.01的檢驗，說明這4個水文站的徑流量下降得非常明顯；尼爾基、鎮西站的|Z|>1.64，通過了顯著性水平0.05的檢驗，說明這兩個水文站的徑流量存在明顯的下降趨勢；豐滿水庫站的|Z|>1.28，通過了顯著性水平0.10的檢驗，說明豐滿水庫站徑流量下降得也較為明顯；而扶余站的|Z|<1.28，未通過顯著性水平0.10的檢驗，說明該站點徑流量下降趨勢不顯著。

表2 各測站趨勢檢驗結果

3.3 徑流量變化突變分析

通過Mann-Kendal突變檢驗方法得出尼爾基、大賚、豐滿水庫、扶余、哈爾濱、佳木斯、鎮西和白云胡碩水文站1956—2014年徑流量Mann-Kendal統計量曲線見圖2—9。松花江流域徑流量突變分析結果見表3。

表3 松花江流域徑流量突變分析結果

圖2 嫩江尼爾基站Mann-Kendal統計量曲線

圖3 嫩江大賚站Mann-Kendal統計量曲線

從圖2、3可以看出，嫩江尼爾基站和大賚站的Mann-Kendal統計量曲線不太一致。尼爾基站在置信區間的交點出現在1963、1999、2009、2011、2012、2014年，其中1963年為突變點，1964年UF曲線超越了置信區間，徑流量有一個突變減小的過程，其余交點還構不成突變點；在置信區間之外的交點有1983年，說明1983年開始有增加的變化趨勢，但是并沒有達到突變的水平，因此該點不是突變點。大賚站在置信區間內的交點出現在1963、1991年，且均為突變點；在突變點1963年之后的1964年UF曲線超越了置信區間，徑流量有一個突變減少的趨勢；在2002年左右UF曲線超越了置信區間，徑流量有一個突變減少的趨勢。

圖4 第二松花江豐滿水庫站Mann-Kendal統計量曲線

圖5 第二松花江扶余站Mann-Kendal統計量曲線

第二松花江豐滿水庫站和扶余站的UF曲線和UB曲線基本都在置信區間內，變化趨勢不明顯。其中豐滿水庫站的UF和UB曲線在置信區間內的交點出現在1957、1959和1967年，扶余站的UF和UB曲線在置信區間內的交點出現在1957年，它們都沒有通過95%置信區間的檢驗，所以不是突變點。

圖6 松花江干流哈爾濱站Mann-Kendal統計量曲線

圖7 松花江干流佳木斯站Mann-Kendal統計量曲線

松花江干流的哈爾濱和佳木斯站的Mann-Kendal統計量曲線基本一致。哈爾濱站UF和UB曲線在置信區間內的交點出現在1967、1993年，且均為突變點，在1975和2002年左右UF曲線超越了置信區間，徑流量有突變減小的過程；在置信區間之外的交點有1983年，說明1983年開始有增加的變化趨勢，但是變化沒有達到突變的水平。佳木斯站UF和UB曲線在置信區間內的交點出現在1967、1989年，且均為突變點，在1975和2002年左右UF曲線超越了置信區間，徑流量有突變減小的過程。

圖8 洮兒河鎮西站Mann-Kendal統計量曲線

洮兒河鎮西站UF和UB曲線在置信區間內的交點出現在1967、1971、1995年，其中1971和1995年為突變點，在1978和2006年左右UF曲線超越了置信區間，徑流量有突變減小的過程；在置信區間之外的交點出現在1985年，說明1985年開始有增加的變化趨勢，但是變化沒有達到突變的水平。

圖9 霍林河白云胡碩站Mann-Kendal統計量曲線

霍林河白云胡碩站UF和UB曲線在置信區間內只有一個交點，即1964年，為突變點，在1965年左右UF曲線超越了置信區間，徑流量有一個突變減小的過程。

4 結 論

(1)松花江流域干流及支流的年徑流量空間分布不均勻，年際變化很大，經常出現連續豐水年和連續枯水年的情況，尤其是支流洮兒河和霍林河徑流極值比非常大，分別達到了54.1和98.0，說明徑流的年際分布極不均勻。

(2)1956—2014年松花江流域干支流徑流量均有下降的趨勢，其中嫩江、松花江干流、洮兒河和霍林河下降趨勢較為明顯，而第二松花江徑流量下降趨勢相對不顯著。

(3)嫩江的突變點有兩個，主要集中在1963和1991年；第二松花江沒有突變點；松花江干流有兩個突變點，分別是在1967和1990年左右；洮兒河的突變點為1971和1995年；霍林河的突變點為1964年。整個松花江流域干支流研究水文站點的突變點均為減小突變。

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(責任編輯 李楊楊)

P333

A

1000-0941(2017)10-0061-05

受松花江流域河湖連通特征及修復技術研究項目(201401014)資助

汪雪格(1978—)，女，河北新樂市人，高級工程師，博士，主要研究方向為流域規劃環境影響評價。

2017-07-15