1959—2018年大伙房水庫流域旱澇急轉特征分析

岳樹朋

(遼寧省大伙房水庫管理局有限責任公司，遼寧 撫順 113000)

IPCC 第五次評估報告中指出20世紀中葉以來，極端事件的強度和頻率發生明顯變化[1]。1961年以來，中國區域性的高溫事件、氣象干旱事件和強降雨事件增多。其中，干旱和洪澇災害是最為突出的2類極端氣候事件。近年來許多學者開展了很多具有區域特色的旱澇事件研究。吳志偉等[2]通過對比5—6月和7—8月降水的差異定義了一個長周期旱澇急轉指數,對長江中下游地區夏季旱澇急轉現象進行研究；孫鵬等[3]分析了東江流域汛期長周期和短周期降雨旱澇急轉現象的趨勢變化和時空分布特征；方永旭等[4]通過旱澇急轉指數研究了王英水庫灌區水旱交替特征，并探討了旱澇急轉對農業的影響；何慧等[5]采用長周期旱澇急轉指數研究了1961—2014年華南地區夏季旱澇急轉的演變規律,結果表明，華南地區旱澇急轉強度增強，發生頻率增大；張屏等[6]通過計算各旬降水量的距平及距平百分率,在確定旱澇等級的基礎上對旱澇急轉事件進行定義,并對淮北市旱澇急轉進行規律分析；羅蔚等[7]對鄱陽湖入湖總水量變化分析，發現鄱陽湖旱澇和澇旱交替出現，進入21世紀，旱澇和澇旱轉換的時間間隔變短、震蕩加劇；閃麗潔等[8]分析長江中下游流域旱澇交替，發現流域內旱澇急轉以澇轉旱為主，旱轉澇主要發生在長江北岸，澇轉旱主要發生在長江南岸；吳志偉等[9]揭示了華南夏季旱澇急轉事件與季節性嚴重旱澇事件的顯著差異,并對華南旱澇急轉夏季大氣環流異常特征和前期海氣異常信號進行了分析。

旱澇急轉指的是在研究時期內，一段時間發生干旱，一段時間發生洪澇，旱澇交替出現的情形[10]。上述研究表明不同流域旱澇急轉特征不盡相同，以往針對大伙房水庫流域內旱澇異常的研究大多立足于年總降水量，對季節內旱澇變化情況研究較少，而季節內旱澇變化對水資源配置和工農業生產十分重要。目前在水文序列分析中，對于趨勢變化及預測的方法很多，比較成熟的方法有R/S分析法、Mann-Kendall檢驗法等。R/S分析法[11]是在20世紀中葉由英國水文學家Havold Edwin Hurst提出的一種判斷時間序列是否具有標度不變性的統計分析方法。王孝禮等[12]在國內首次將R/S分析法應用于水文時間序列分析中，該方法能揭示水文時間序列變異特征。Mann-Kendall方法[13]廣泛應用于檢驗氣候與徑流的時間序列變化中，能很好的體現時間序列的趨勢特征。基于此，本文根據大伙房水庫流域 1959—2018 年6—9月逐月降水量資料，利用長、短周期旱澇急轉指數和滑動平均法、線性趨勢法、Mann-Kendall趨勢分析法、R/S分析法從典型旱澇急轉年、旱澇急轉趨勢和旱澇急轉強度變化及未來趨勢等方面著手，研究大伙房水庫流域內旱澇急轉特征，為流域內水資源科學配置、城市防災、減災工作提供理論參考和數據支持。

1 資料與方法

1.1 研究區概況與數據資料

大伙房水庫位于遼河的大支流渾河中上游，坐落在遼寧省撫順市境內，控制流域面積5 437 km2，總庫容21.87億m3。壩址以上流域多年平均徑流量15.13億m3，洪水主要發生在6—9月，洪水成因主要是此期間的大暴雨，壩址以上流域多年平均降水量792.1 mm。

本文選取大伙房水庫流域(圖1)內13個雨量站1959—2018年6—9月的實測降雨量數據進行分析研究。

圖1 大伙房水庫流域

1.2 研究方法

本文以6—9月這4個月的降水量為研究對象，在消除量綱對實驗結果影響的基礎上，采用長、短周期旱澇急轉指數，來分析大伙房水庫旱澇急轉的特征。長周期的變化時間尺度為 2個月，短周期則以月為單位。長周期旱澇急轉指的是，6—7 月旱，8—9 月澇稱為“旱轉澇”，反之，則為“澇轉旱”。短周期旱澇急轉指的是相鄰月份，一個月份為旱，另一個月份為澇，稱其為“旱轉澇”，反之，則為“澇轉旱”。并運用滑動平均法、線性趨勢法、Mann-Kendall趨勢分析法和R/S分析法對旱澇急轉強度變化趨勢進行分析。

a)降雨量標準化處理

(1)

b)長周期旱澇急轉指標

LDFAL=(R89-R67)·(|R67|+|R89|)·1.8-|R67+R78|

(2)

式中R67——夏季6—7月標準化降雨量；R89——夏季8—9月標準化降雨量；|R67|+|R89|——旱澇強度項；1.8-|R67+R89|——權重系數，作用是增加長周期旱澇急轉事件所占權重，降低全旱或全澇事件權重。降雨量距平標準差小于-0.5為偏旱，小于-1為顯著偏旱,大于0.5為偏澇，大于1為顯著偏澇。

c)短周期旱澇急轉指標

SDFAL=(Rj-Ri)·(|Ri+Rj|)·3.2-|Ri+Rj|,j=i+1(i=6,7,8)

(3)

選用3.2-|Ri+Rj|作為權重系數，分別計算6—7、7—8、8—9月的月間旱澇急轉指數。

d)Mann-Kendall趨勢分析法。Mann-Kendall法是非參數統計檢驗的方法 ，目前，Mann-Kendall趨勢及突變檢驗法對水文站實測徑流時間序列趨勢變化及突變點的分析已被廣泛應用于檢驗氣候與降雨的時間序列變化中。Mann-Kendall法能很好地揭示時間序列的趨勢變化。

e)R/S分析法。R/S (Re-scaled Range )是一種時間序列統計法。利用R/S分析法可以計算得Hurst指數H，該指數可以反映具有統計特性的非線性數據系列的持續性，適用于降雨序列。通過Hurst 指數，可判定降雨時序的狀態持續性及其記憶長度。

2 旱澇急轉特征

2.1 旱澇急轉典型年

根據式(2)統計的長周期旱澇急轉指數，選取其中最高(低)前6 a(表1)，高LDFAL年中，6—7月標準化降雨量中有4 a小于-0.5(2 a小于-1.0)，說明6個高LDFAL里4 a偏旱,2 a顯著偏旱，而8—9月標準化降雨量中有4 a大于0.5(1 a大于1.0，2 a大于2.0)，有4 a偏澇，1 a顯著偏澇；低LDFAL年中，6—7月標準化降雨量中6 a均大于0.5(2 a大于2.0)，說明6個低LDFAL里有6 a偏澇，2 a顯著偏澇，而8—9月標準化降雨量中有5 a小于-0.5(3 a小于-1.0)，有5 a偏旱，3 a顯著偏旱。

在高LDFAL年，8—9月的標準降雨量均大于6—7月，即降雨量6—7月到8—9月有增加趨勢；在低LDFAL年，8—9月的標準降雨量均小于6—7月，即降雨量6—7月到8—9月有減少趨勢，由此可知，高LDFAL年對應“旱轉澇”年，低LDFAL年對應“澇轉旱”年。

表1 1959—2018年最高(低)LDFAL年及其標準化降雨量

根據上述分析結果，在LDFAL中選出指數大于 1 的年份為典型“旱轉澇”年，小于-1的年份為典型“澇轉旱”年(表2)。需要說明的是，在低LDFAL年中，1995年8—9月的標準化降雨量為0.15，沒有達到-0.5個標準差，但6—7月標準化降雨量為3.87，大于3倍標準差，差異異常明顯，同樣的情況還有1967年；2002年6—7月的標準化降雨量為0.31，沒有達到0.5個標準差，但8—9月標準化降雨量為-1.11，大于1倍標準差，差異明顯，同樣的情況還有2003年,故將這4 a選為澇轉旱典型年；在高LDFAL年中，1964年6—7月的標準化降雨量為0.18，沒有達到-0.5個標準差，但8—9月標準化降雨量為2.02，大于2倍標準差，差異明顯；1965年8—9月的標準化降雨量為0.26，沒有達到0.5個標準差，但6—7月標準化降雨量為-1.48，大于1倍標準差，差異明顯，同樣的情況還有1972年,故將這3 a選為旱轉澇典型年。大伙房水庫流域在1959—2018年間共發生14次典型旱澇急轉現象。

表2 1959—2018年旱澇急轉典型年及其標準化降雨量

根據式(3)統計的短周期旱澇急轉指數，再選取最高(低)的SDFAL年，得到低SDFAL年的旱澇情況。與長周期典型旱澇年選擇類似，得出典型的“旱轉澇”年(表3—5)；大伙房水庫流域在1959—2018年間6—7月共發生9次典型旱澇急轉現象，7—8月共發生6次典型旱澇急轉現象，8—9月共發生11次典型旱澇急轉現象。

表3 1959—2018年6—7月旱澇急轉典型年及其標準化降雨量

表4 1959—2018年7—8月旱澇急轉典型年及其標準化降雨量

表5 1959—2018年8、9月旱澇急轉典型年及其標準化降雨量

2.2 旱澇急轉典型年降雨特征

旱澇急轉年分為“旱轉澇”年和“澇轉旱”年，根據長周期旱澇急轉指數的計算結果，1987年LDFAL指數為3.15，屬于典型“旱轉澇”年，1975年LDFAL指數為-7.29，屬于典型“澇轉旱”年，繪制1975—1987年6—9月逐日降雨量(圖2)。

圖2 大伙房流域長周期典型旱澇急轉年逐日降雨量

在1975年，6—7月降雨量為553.4 mm,8—9月降雨量為131.9 mm，6—7月降雨次數多，其中7月發生6次大降雨，最大值達92.7 mm；8—9月降雨量與降雨次數均少，超過10 mm降雨過程僅5次，最大值為20.6 mm，因此認為7月以澇為主，8—9月為持續性干旱，對應低LDFAL年的澇轉旱過程。

在1987年，6—7月降雨量為240.9 mm,8—9月降雨量為344.1 mm，6月降雨量少，且次降雨量較小，大多未能形成有效降雨，7月降雨較6月有所增加，但總體雨量較少；8—9月降雨量與降雨次數增多，8月發生5次大的降雨過程，9月中后期降雨量減少，總體上，6—9月降雨過程較為溫和，無極端降雨過程，因此認為6月為持續干旱，7月為間歇性干旱，8—9月以澇為主，對應高LDFAL年的旱轉澇過程。

根據短周期旱澇急轉指數的計算結果，繪制6—7、7—8、8—9月典型旱澇急轉年逐日降雨量(圖3)。

a)6—7月

b)7—8月

c)8—9月圖3 大伙房流域短周期典型旱澇急轉年逐日降雨量

2010年，6月平均降雨67.2 mm，降雨稀少，僅發生2次大于10 mm降雨過程，且持續多日無雨，表現為持續干旱；7月降雨增多，平均降雨386.5 mm，在7月下旬發生4次降雨過程，最大1 d降雨量105.1 mm，7月以澇為主且雨量集中，對應高SDFAL6—7月的旱轉澇過程。

2014年，6月平均降雨187.8 mm，上旬降雨稀少，中、下旬雨量增多，總體以澇為主，7月平均降雨78.1 mm，上、下旬幾乎無降雨過程，中旬降雨有所增加，但雨量小，除21日降雨28.9 mm外，其余降雨均不超過10 mm，表現為持續干旱，對應低SDFAL6—7月的澇轉旱過程。

2011年，7月平均降雨83.4 mm，降雨稀少，僅發生2次大于10 mm降雨過程，且持續多日無雨，表現為持續干旱；8月降雨增多，平均降雨218.4 mm，在8月下旬發生3次大的降雨過程，其余時間降雨稀少，8月以澇為主，雨量相對集中，對應高SDFAL7—8月的旱轉澇過程。

1991年，7月平均降雨292.8 mm，降雨次數多，雨量大，以澇為主，8月平均降雨87.9 mm，僅有3次大于10 mm的降雨，且最大值僅為20.3 mm，表現為間歇性干旱，對應低SDFAL7—8月的澇轉旱過程。

1992年，8月平均降雨56.6mm，降雨稀少，僅發生2次大于10 mm降雨過程，且持續多日無雨，表現為持續干旱；9月降雨增多，但總體雨量較少，平均降雨104.2 mm，在9月發生3次大的降雨過程，其余時間降雨稀少，9月相對較澇，對應高SDFAL8—9月的旱轉澇過程。

2005年，8月平均降雨338.2 mm，上、中旬降雨次數多，雨量大且降雨集中，以澇為主，9月平均降雨24.0 mm，降雨次數少且無大于10 mm的降雨過程，表現為持續干旱，對應低SDFAL8—9月的澇轉旱過程。

綜上所述，長、短周期旱澇急轉指數可以很好地反映大伙房水庫流域 6—9 月旱澇急轉變化的特征。

3 旱澇急轉變化分析

3.1 旱澇急轉變化趨勢分析

LDFAL可以反映研究區域是“旱轉澇”，還是“澇轉旱”的過程，繪制出 1959—2018 年大伙房流域LDFAL指數時間序列(圖4)。大伙房水庫流域在1959—2018年期間，發生典型“旱轉澇”5 a,平均12 a/次，發生典型“澇轉旱”9 a,平均6.67 a/次，旱澇急轉發生頻率為4.28 a/次；且在1987年后沒有“旱轉澇”發生，2005年以后無典型旱澇急轉現象發生，曲線起伏平緩，LDFAL變化趨勢呈不明顯的微弱上升。由上所述，隨著時間推移，LDFAL逐漸趨于平緩，長周期旱澇急轉現象發生概率降低。

圖4 1959—2018年大伙房流域LDFAL指數時間序列

根據SDFAL計算結果繪制出 1959—2018 年大伙房流域6—7、7—8、8—9月的SDFAL指數時間序列(圖5)。大伙房水庫流域在1959—2018年期間，6—7月發生典型“旱轉澇”6 a,平均10 a/次，發生典型“澇轉旱”3 a,平均20 a/次，旱澇急轉發生頻率為6.67 a/次，且在1965—2009年間SDFAL相對平緩，發生“旱轉澇”和“澇轉旱”各一次，隨著時間推移，SDFAL變化呈下降趨勢，即由“旱轉澇”主導轉向以“澇轉旱”為主導；7—8月發生典型“旱轉澇”2 a,平均30 a/次，發生典型“澇轉旱”4 a,平均15 a/次，旱澇急轉發生頻率為10 a/次；且在1993年以后SDFAL變化相對平緩，隨著時間推移，SDFAL變化呈上升趨勢，即由“澇轉旱”主導轉向以“旱轉澇”為主導；8—9月發生典型“旱轉澇”7 a,平均8.57 a/次，8—9月發生典型“澇轉旱”4 a,平均15 a/次，旱澇急轉發生頻率為5.45 a/次；且在1993年之前未發生“澇轉旱”，1993年以后未發生“旱轉澇”，隨著時間推移，SDFAL變化呈下降趨勢，即由“旱轉澇”主導轉向以“澇轉旱”為主導。

a)6—7月

b)7—8月

c)8—9月圖5 1959—2018年大伙房流域SDFAL指數時間序列

3.2 旱澇急轉強度變化趨勢分析

LDFAL可以反映研究區域的旱澇急轉過程，但是，在一定程度上未能反映旱澇急轉的強度，因此，為了更好地反映旱澇急轉的強度變化，對LDFAL和SDFAL取絕對值，并繪制出 1959—2018 年旱澇急轉強度的年際變化(圖6、7)。

圖6 1959—2018年大伙房流域LDFAL強度時間序列

滑動平均法可以使序列高頻震蕩對變化趨勢分析的影響得以弱化[14]，本文旱澇急轉強度以5 a進行滑動平均，觀察圖6，LDFAL強度序列呈下降趨勢，表示旱澇轉換強度減弱。在60 a內，LDFAL強度序列呈現階段性，1972—1982 年、1985—1994年為相對偏強期；其中，1975、1979 年旱澇急轉情況比較嚴重。

觀察圖7，6—7月SDFAL強度序列呈上升趨勢，旱澇轉換強度增強，7—8月SDFAL強度序列呈下降趨勢，旱澇轉換強度減弱，8—9月SDFAL強度序列呈不明顯下降趨勢，旱澇轉換強度減弱。

a)6—7月

b)7—8月圖7 1959—2018年大伙房流域SDFAL強度時間序列

c)8—9月續圖7 1959—2018年大伙房流域SDFAL強度時間序列

利用Mann-Kendall趨勢分析法，計算統計量U值，如果U>0，表明有上升趨勢，如果U<0，表明有下降趨勢。當U大于置信區間時，即U>U0.05/2=1.96,表示序列趨勢變化顯著。

對大伙房水庫流域的旱澇急轉強度計算結果見表6，長周期旱澇急轉強度呈下降趨勢，短周期6—7月旱澇急轉強度呈上升趨勢，7—8月旱澇急轉強度呈下降趨勢，8—9月旱澇急轉強度呈下降趨勢。

表6 旱澇急轉強度Mann-Kendall統計值成果

利用Mann-Kendall法揭示序列的趨勢特征，R/S分析法揭示序列的持續性[15]，結合2種方法綜合得出未來的趨勢特征[16]。Hurst系數H的取值范圍為(0,1)，當H=0.5時，旱澇急轉強度序列為隨機序列，目前的強度不會影響未來趨勢；當H>0.5時，強度序列具有持續性，存在長期記憶性，即下一個狀態將持續上一個狀態的態勢，且其記憶性不隨時間標度而變化，當H<0.5時，系統是逆持續性的，即下一個狀態與上一個狀態的態勢相反，這種逆持續性行為的強度取決于距離0的遠近，H距離0值越近，負相關性越顯著。

對大伙房水庫流域旱澇急轉強度未來趨勢預測，計算結果見表7。在2018年后的一定時間內，大伙房水庫流域長周期旱澇急轉強度呈現不明顯的下降趨勢，短周期6—7、7—8月的旱澇急轉強度呈現不明顯的上升趨勢，8—9月的旱澇急轉強度呈現不明顯的下降趨勢。

表7 旱澇急轉強度未來趨勢變化特征

4 結論

大伙房水庫流域降水量年內分配差異明顯，主要集中在6—9月份。流域處于盛行西風帶，降雨特征受歐亞大氣環流影響較大，環流形勢和太平洋副熱帶高壓相互作用，常形成大暴雨；其次，臺風、華北氣旋等也是流域降雨的重要成因。流域的降雨系統主要有西南系統(華北氣旋、渤海氣旋、江淮氣旋、臺風、倒槽)、西北系統(冷鋒、蒙古氣旋、蒙古低壓)、東北系統(東北氣旋、東北低壓)。隨著全球氣溫升高，使流域大氣環流、降雨系統發生變化，極端氣候現象增多，導致流域降雨特征發生變化，進而影響流域旱澇急轉規律。

本文基于對大伙房水庫流域內13個雨量站降雨資料的分析，得到流域旱澇急轉變化的特點，有以下幾個重要結論。

a)長、短周期旱澇急轉指數可以很好地反映大伙房水庫流域 6—9 月旱澇急轉的特征。

b)大伙房水庫流域長周期旱澇急轉發生頻率為4.28 a/次，LDFAL指數1992年后變化平緩，旱澇急轉情況不突出，短周期6—7、7—8、8—9月旱澇急轉發生頻率依次為6.67、10.00、5.45 a/次。

c)長周期LDFAL變化逐漸趨于平緩，旱澇急轉現象發生概率降低；短周期6—7、8—9月SDFAL變化呈下降趨勢，由“旱轉澇”主導轉向以“澇轉旱”主導；7—8月SDFAL變化呈上升趨勢，由“澇轉旱”主導轉向以“旱轉澇”為主導。

d)2018年后的一定時間內，大伙房水庫流域長周期旱澇急轉強度呈現不明顯的下降趨勢，短周期6—7月、7—8月的旱澇急轉強度呈現不明顯的上升趨勢，8—9月的旱澇急轉強度呈現不明顯的下降趨勢。

本文僅從降水的角度對大伙房水庫流域內旱澇急轉現象進行研究，總結歸納了流域內旱澇急轉變化特征，分析了旱澇急轉變化規律及未來趨勢，具有一定的研究意義，但未考慮溫度、大氣環流等因素的約束，后續將結合多因素對研究區旱澇急轉規律做進一步的探討、分析。