基于ＳＷＡＴ 模型和Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的石羊河流域徑流變化歸因?qū)Ρ确治?/h1>
2023-08-27 15:41:53李瑤董增川張城邵逸卿倪效寬孟金玉徐亦凡魏園
人民黃河 2023年7期 關(guān)鍵詞：模型
李瑤 董增川 張城 邵逸卿 倪效寬 孟金玉 徐亦凡 魏園
摘 要：探究流域徑流變化及其影響因素對(duì)流域水資源的可持續(xù)開(kāi)發(fā)利用具有重要意義。利用１９６０—２０１９ 年石羊河流域水文氣象資料，通過(guò)Ｍａｎｎ－Ｋｅｎｄａｌｌ 突變檢驗(yàn)和Ｐｅｔｔｉｔｔ 檢驗(yàn)確定蔡旗站徑流序列的突變年份，采用ＳＷＡＴ 模型和基于Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的彈性系數(shù)法進(jìn)行徑流變化歸因?qū)Ρ确治觯勘孀R(shí)氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的影響。結(jié)果表明：近６０ ａ 蔡旗站年徑流量呈現(xiàn)先減小后增大的趨勢(shì)，并在１９７２ 年和２００２ 年發(fā)生突變；ＳＷＡＴ 模型與彈性系數(shù)法對(duì)徑流變化歸因分析結(jié)果基本一致，ＳＷＡＴ 模型分析結(jié)果表明，變化期１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３２．１８％、４６．０９％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６７．８２％、－５３．９１％，而彈性系數(shù)法分析結(jié)果表明，兩個(gè)時(shí)期氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３０．８０％、４１．４４％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６９．２０％、－５８．５６％，相對(duì)于１９６０—１９７２ 年，１９７３—２０１９ 年石羊河流域徑流變化受人類活動(dòng)的影響大于氣候變化的影響。人類活動(dòng)是引起石羊河流域徑流變化的主要因素。
關(guān)鍵詞：氣候變化；人類活動(dòng)；徑流；ＳＷＡＴ 模型；Ｂｕｄｙｋｏ；石羊河
中圖分類號(hào)： ＴＶ１２１ 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：Ａ ｄｏｉ：１０．３９６９／ ｊ．ｉｓｓｎ．１０００－１３７９．２０２３．０７．００６
引用格式：李瑤，董增川，張城，等．基于ＳＷＡＴ 模型和Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的石羊河流域徑流變化歸因?qū)Ρ确治觯郏剩荩嗣顸S河，２０２３，４５（７）：３０－３５．
河川徑流不僅是水文循環(huán)的重要組成部分，而且是影響生態(tài)環(huán)境變化和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。在氣候變化與人類活動(dòng)影響下，流域水循環(huán)過(guò)程和水資源時(shí)空分布規(guī)律發(fā)生了明顯改變，社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水格局逐步演化，加劇了河流水文特性的復(fù)雜性［１］ 。石羊河流域是西北干旱區(qū)重要的內(nèi)流河流域，《石羊河流域重點(diǎn)治理規(guī)劃》的實(shí)施，在緩解用水緊張、提高用水保證程度、改善流域生態(tài)環(huán)境方面取得了顯著成效，但受氣候變化和人類活動(dòng)影響，仍面臨著水資源短缺、河湖生態(tài)功能萎縮、局部地下水位持續(xù)下降等問(wèn)題。因此，研究變化環(huán)境下石羊河流域徑流演變規(guī)律及其驅(qū)動(dòng)機(jī)制，對(duì)認(rèn)識(shí)流域水文情勢(shì)以及探討流域水資源合理開(kāi)發(fā)利用等具有重要意義。
目前，徑流演變歸因分析的方法主要有數(shù)理統(tǒng)計(jì)法［２］ 、水文模擬法［３］ 和彈性系數(shù)法［４］ 。其中：數(shù)理統(tǒng)計(jì)法主要利用回歸分析、神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)等數(shù)學(xué)方法或統(tǒng)計(jì)模型量化主要驅(qū)動(dòng)因子對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率，該方法計(jì)算簡(jiǎn)單，要求長(zhǎng)序列的水文數(shù)據(jù)；水文模擬法是基于流域水文模型或陸面過(guò)程模型定量分析各驅(qū)動(dòng)因子對(duì)徑流變化的影響，該方法物理機(jī)制強(qiáng)，可在不同土地利用條件、多種氣候情景模式下進(jìn)行模擬，分析精度較高；彈性系數(shù)法是依據(jù)Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)和彈性系數(shù)概念，計(jì)算氣候變化和人類活動(dòng)作用下徑流的變化量，該方法物理意義明確，參數(shù)易獲取且計(jì)算簡(jiǎn)單。
近年來(lái)，許多學(xué)者對(duì)石羊河流域徑流變化進(jìn)行了研究，研究多基于石羊河長(zhǎng)期實(shí)測(cè)徑流資料，對(duì)徑流演變特征進(jìn)行分析。在徑流變化歸因方面，薛東香［５］ 采用改進(jìn)的雙累積曲線法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)石羊河上游產(chǎn)流區(qū)徑流變化主要受氣候變化影響，中下游徑流變化主要受人類活動(dòng)影響；賈飛飛等［６］ 采用累積量斜率變化率比較法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)人類活動(dòng)是黃羊河流域徑流變化的主導(dǎo)因素；陳忠升［７］ 采用基于Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的彈性系數(shù)法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)石羊河中下游徑流減少的主要因素是人類活動(dòng)。以往研究多從定性角度評(píng)價(jià)氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的影響，雖然也有一部分從定量角度進(jìn)行分析，但研究方法主要集中于數(shù)理統(tǒng)計(jì)法和彈性系數(shù)法，運(yùn)用基于物理機(jī)理的水文模擬法量化徑流變化貢獻(xiàn)率的研究還較少。因此，本文采用ＳＷＡＴ 模型和基于Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的彈性系數(shù)法進(jìn)行徑流變化歸因?qū)Ρ确治觯勘孀R(shí)氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)石羊河流域徑流變化的影響，以期為石羊河流域生態(tài)保護(hù)和治理規(guī)劃提供科學(xué)依據(jù)。
１ 研究區(qū)概況、數(shù)據(jù)和突變點(diǎn)分析
１．１ 研究區(qū)概況
石羊河流域地處東經(jīng)１０１° ４１′—１０４° １６′、北緯３６°２９′—３９°２７′之間，是甘肅省三大內(nèi)陸河流域之一，流域涉及武威、金昌、張掖和白銀四市的９ 個(gè)縣（區(qū)）。流域內(nèi)地勢(shì)南高北低，自西南向東北傾斜。石羊河發(fā)源于祁連山東沿線的冷龍嶺大雪山，河長(zhǎng)３００ ｋｍ，流域面積４．１６ 萬(wàn)ｋｍ２，其中產(chǎn)流面積１．１１ 萬(wàn)ｋｍ２，多年平均徑流量１５．６０ 億ｍ３。石羊河水系由西大河、東大河、西營(yíng)河、金塔河、雜木河、黃羊河、古浪河與大靖河等８ 條支流和眾多小溝河組成。
１．２ 數(shù)據(jù)來(lái)源
本研究所用數(shù)據(jù)有數(shù)字高程模型（ＤＥＭ）數(shù)據(jù)、土地利用數(shù)據(jù)、土壤數(shù)據(jù)、氣象數(shù)據(jù)和水文數(shù)據(jù)。其中：ＤＥＭ 數(shù)據(jù)為ＳＲＴＭＧＬ１．００３ ３０ ｍ 分辨率數(shù)字高程數(shù)據(jù)，來(lái)源于美國(guó)地質(zhì)調(diào)查局（ＵＳＧＳ）；土地利用數(shù)據(jù)為１９８０ 年甘肅省土地利用遙感監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，分辨率為１ ｋｍ，來(lái)源于中國(guó)科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)與數(shù)據(jù)中心；土壤數(shù)據(jù)采用世界土壤數(shù)據(jù)庫(kù)（ＨＷＳＤ Ｖ１．１），分辨率為１ ｋｍ，來(lái)源于國(guó)家冰川凍土沙漠科學(xué)數(shù)據(jù)中心；氣象數(shù)據(jù)為研究區(qū)及周邊地區(qū)１１ 個(gè)氣象站１９６０—２０１９年逐日降水、最高氣溫、最低氣溫、平均氣溫、日照時(shí)數(shù)、相對(duì)濕度和平均風(fēng)速等，來(lái)源于中國(guó)氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)；水文數(shù)據(jù)為蔡旗水文站１９６０—２０１９ 年日徑流數(shù)據(jù)，來(lái)源于內(nèi)陸河水文年鑒。水文站與氣象站分布如圖１所示。
１．３ 突變點(diǎn)識(shí)別
蔡旗站年徑流量變化過(guò)程如圖２ 所示。由圖２ 可知，年徑流量在２００２ 年前后發(fā)生明顯變化，總體呈先減小后增大趨勢(shì)，多年平均徑流量為２．７３ 億ｍ３，最大值出現(xiàn)在１９６７ 年，為５．９６ 億ｍ３，最小值出現(xiàn)在２００２ 年，為０．８５ 億ｍ３。由５ ａ 滑動(dòng)平均曲線可知，蔡旗站徑流量呈減少（１９６４—１９６６ 年）—增加（１９６７—１９７１ 年）—減少（１９７２—２００２ 年）—增加（２００３—２０１９ 年）的變化趨勢(shì)。通過(guò)時(shí)間序列離散度計(jì)算，蔡旗站年徑流量的變差系數(shù)ＣＶ值為０．４７，徑流年際間波動(dòng)較為劇烈。
采用Ｍａｎｎ－Ｋｅｎｄａｌｌ 檢驗(yàn)（Ｍ－Ｋ 檢驗(yàn)）［８］ 和Ｐｅｔｔｉｔｔ突變檢驗(yàn)［９］ 結(jié)合的方法對(duì)徑流序列進(jìn)行突變性分析，確定突變點(diǎn)。徑流突變檢驗(yàn)結(jié)果如圖３ 所示，蔡旗站Ｍ－ Ｋ 統(tǒng)計(jì)量序列曲線交點(diǎn)發(fā)生在１９７２ 年， 另有１９７４—２０１９ 年ＵＦ 曲線超過(guò)置信區(qū)間，是可能發(fā)生突變的區(qū)域；經(jīng)過(guò)Ｐｅｔｔｉｔｔ 突變點(diǎn)識(shí)別，突變點(diǎn)可能發(fā)生的年份為１９７２ 年，統(tǒng)計(jì)量為５５８，置信水平ｐ ＝ １．３５６×１０－５＜０．０５，通過(guò)了置信水平為０．０５ 的顯著性檢驗(yàn)。結(jié)合圖２ 可知２００２ 年是較明確的突變點(diǎn)，且在Ｍ－Ｋ 檢驗(yàn)可能發(fā)生突變的區(qū)域，因此可以認(rèn)為蔡旗站年徑流量的突變點(diǎn)為１９７２ 年和２００２ 年。
２ 徑流變化歸因分析
２．１ ＳＷＡＴ 模型歸因分析
１）ＳＷＡＴ 建模與評(píng)價(jià)。ＳＷＡＴ 模型是美國(guó)農(nóng)業(yè)部農(nóng)業(yè)研究中心（ＵＳＤＡ－ＡＲＳ）開(kāi)發(fā)的基于長(zhǎng)時(shí)段、適用于較大流域尺度的分布式水文模型［１０］ ，可以同時(shí)考慮地形、土地利用、土壤、氣象等對(duì)水文過(guò)程的影響，被廣泛應(yīng)用于流域水文過(guò)程模擬以及流域在氣候和土地利用變化下的水文響應(yīng)等。
基于石羊河流域ＤＥＭ 數(shù)據(jù)、土地利用數(shù)據(jù)、土壤數(shù)據(jù)、氣象數(shù)據(jù)等，通過(guò)土壤水文特性軟件、ＳＷＡＴ?Ｗｅａｔｈｅｒ 等構(gòu)建模型的土地利用、土壤、氣象數(shù)據(jù)庫(kù)，劃分子流域和水文響應(yīng)單元，建立流域ＳＷＡＴ 水文模型，最終將流域劃分為４７ 個(gè)子流域和３２７ 個(gè)水文響應(yīng)單元。建模結(jié)果如圖４ 所示。
采用ＳＷＡＴ 模型對(duì)流域１９６０—１９７２ 年徑流量進(jìn)行月尺度模擬。設(shè)置１９６０ 年為模型預(yù)熱期，１９６１—１９６７ 年為率定期，１９６８—１９７２ 年為驗(yàn)證期。采用ＳＷＡＴ－ＣＵＰ 軟件的ＳＵＦＩ２ 算法對(duì)模型進(jìn)行率定和驗(yàn)證，通過(guò)ｔ－Ｓｔａｔ 和Ｐ－Ｖａｌｕｅ 兩個(gè)指標(biāo)判別參數(shù)的敏感性，敏感參數(shù)及率定結(jié)果見(jiàn)表１。徑流主要受河道深層地下水損失率、地下水蒸發(fā)系數(shù)、地下水滯后系數(shù)、降雪氣溫、側(cè)向流移動(dòng)時(shí)間、土壤有效含水率等參數(shù)影響。
采用決定系數(shù)（Ｒ２ ） 和Ｎａｓｈ－Ｓｕｔｃｌｉｆｆｅ 效率系數(shù)（ＮＳＥ）對(duì)計(jì)算結(jié)果進(jìn)行精度分析，綜合評(píng)價(jià)ＳＷＡＴ 模型的模擬效果，一般認(rèn)為，當(dāng)Ｒ２ 與ＮＳＥ 均大于０．５ 時(shí)模型模擬結(jié)果可接受［１１］ 。由表２ 可知，率定期和驗(yàn)證期的Ｒ２和ＮＳＥ 均大于０．８，表明ＳＷＡＴ 模型能夠較好地模擬石羊河流域的徑流過(guò)程。
率定期和驗(yàn)證期的月均流量模擬值與實(shí)測(cè)值對(duì)比及其相關(guān)關(guān)系如圖５ 和圖６ 所示，可以直觀看出ＳＷＡＴ 模型在率定期和驗(yàn)證期月徑流模擬結(jié)果與實(shí)測(cè)徑流過(guò)程吻合較好。
２）貢獻(xiàn)率分析。運(yùn)用ＳＷＡＴ 模型［１２］ 定量評(píng)估氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率。具體步驟：利用基準(zhǔn)期（１９６０—１９７２ 年）的氣象、水文和土地利用等數(shù)據(jù)率定水文模型參數(shù)，將變化期（１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年）的氣象數(shù)據(jù)輸入模型中還原出天然徑流量Ｒｓｉｍ，并計(jì)算氣候變化導(dǎo)致的徑流變化量ΔＲＣ 和人類活動(dòng)導(dǎo)致的徑流變化量ΔＲω，利用突變前后徑流總變化量ΔＲ，分別計(jì)算二者的貢獻(xiàn)率ηＣ、ηω。具體計(jì)算公式如下：
以徑流量突變前的１９６０—１９７２ 年為基準(zhǔn)期，突變后的１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年為變化期。由表４可知，變化期１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年年均降水量相對(duì)基準(zhǔn)期分別增加５５．２１、９５．０３ ｍｍ，年均徑流深相對(duì)基準(zhǔn)期分別減少２３．０５、１８．２７ ｍｍ，年均潛在蒸散發(fā)量相對(duì)基準(zhǔn)期分別增加９．１７、５５．２２ ｍｍ。變化期的徑流系數(shù)（Ｒ ／ Ｐ）、干旱指數(shù)（ＥＴ０ ／ Ｐ）均小于基準(zhǔn)期的，而下墊面參數(shù)絕對(duì)值較基準(zhǔn)期明顯增大。
根據(jù)式（１２） ～式（１４）計(jì)算得到徑流的降水量、潛在蒸散發(fā)量、下墊面參數(shù)彈性系數(shù)，徑流對(duì)降水量的彈性系數(shù)為正值，而對(duì)潛在蒸散發(fā)量和下墊面參數(shù)的彈性系數(shù)為負(fù)值，表示降水量增加將導(dǎo)致徑流量增大，潛在蒸散發(fā)量、下墊面參數(shù)的增大則會(huì)導(dǎo)致徑流量減小。變化期相對(duì)基準(zhǔn)期，各項(xiàng)關(guān)于徑流變化彈性系數(shù)絕對(duì)值均增大，徑流變化對(duì)各因子敏感性：下墊面參數(shù)＞降水量＞潛在蒸散發(fā)量。
由式（１６）計(jì)算徑流變化貢獻(xiàn)率，結(jié)果見(jiàn)表５。降水量和潛在蒸散發(fā)量對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率之和是氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率主要由下墊面參數(shù)來(lái)反映。降水對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率為正值，潛在蒸散發(fā)量、下墊面參數(shù)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值。下墊面參數(shù)對(duì)徑流影響最大。相對(duì)于１９６０—１９７２ 年，１９７３—２０１９ 年人類活動(dòng)對(duì)石羊河流域徑流變化影響大于氣候變化的影響，其中１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年２ 個(gè)時(shí)期氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３０．８０％、４１．４４％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６９．２０％、－５８．５６％。
２．３ ＳＷＡＴ 模型與Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)歸因?qū)Ρ确治?/p>
ＳＷＡＴ 模型徑流變化歸因分析結(jié)果表明，變化期１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３２．１８％、４６．０９％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６７．８２％、－５３．９１％，而彈性系數(shù)法結(jié)果表明，兩個(gè)時(shí)期氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３０．８０％、４１．４４％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６９．２０％、－５８．５６％。對(duì)比發(fā)現(xiàn)，兩種方法所得徑流變化歸因分析結(jié)果基本一致，相對(duì)于１９６０—１９７２年，１９７３—２０１９ 年石羊河流域徑流變化受人類活動(dòng)的影響大于氣候變化的影響。與彈性系數(shù)法相比，ＳＷＡＴ 模型物理機(jī)制強(qiáng)，分析精度更高，能夠?qū)λ淖兞考捌溲葑円?guī)律進(jìn)行準(zhǔn)確的描述，可進(jìn)一步采用ＳＷＡＴ 模型對(duì)石羊河流域未來(lái)徑流進(jìn)行預(yù)測(cè)。
３ 結(jié)論
１）石羊河流域年徑流量呈現(xiàn)先減小后增大的趨勢(shì)，且在１９７２ 年和２００２ 年發(fā)生突變。
２）ＳＷＡＴ 模型與基于Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的彈性系數(shù)法徑流變化歸因分析結(jié)果基本一致，ＳＷＡＴ 模型分析結(jié)果表明，變化期１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３２．１８％、４６．０９％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６７．８２％、－５３．９１％，而彈性系數(shù)法結(jié)果表明，兩個(gè)時(shí)期氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３０．８０％、４１．４４％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６９．２０％、－５８．５６％。相對(duì)于１９６０—１９７２ 年，１９７３—２０１９ 年石羊河流域徑流變化受人類活動(dòng)的影響大于氣候變化的影響，人類活動(dòng)是影響石羊河流域徑流變化的主要因素。
３）人類活動(dòng)是導(dǎo)致石羊河流域徑流減少的主要原因，科學(xué)合理地規(guī)劃、開(kāi)發(fā)、利用水資源對(duì)緩解石羊河流域水資源短缺、改善流域生態(tài)環(huán)境具有重要意義。
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【責(zé)任編輯 張 帥】
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李瑤 董增川 張城 邵逸卿 倪效寬 孟金玉 徐亦凡 魏園
摘 要：探究流域徑流變化及其影響因素對(duì)流域水資源的可持續(xù)開(kāi)發(fā)利用具有重要意義。利用１９６０—２０１９ 年石羊河流域水文氣象資料，通過(guò)Ｍａｎｎ－Ｋｅｎｄａｌｌ 突變檢驗(yàn)和Ｐｅｔｔｉｔｔ 檢驗(yàn)確定蔡旗站徑流序列的突變年份，采用ＳＷＡＴ 模型和基于Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的彈性系數(shù)法進(jìn)行徑流變化歸因?qū)Ρ确治觯勘孀R(shí)氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的影響。結(jié)果表明：近６０ ａ 蔡旗站年徑流量呈現(xiàn)先減小后增大的趨勢(shì)，并在１９７２ 年和２００２ 年發(fā)生突變；ＳＷＡＴ 模型與彈性系數(shù)法對(duì)徑流變化歸因分析結(jié)果基本一致，ＳＷＡＴ 模型分析結(jié)果表明，變化期１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３２．１８％、４６．０９％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６７．８２％、－５３．９１％，而彈性系數(shù)法分析結(jié)果表明，兩個(gè)時(shí)期氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３０．８０％、４１．４４％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６９．２０％、－５８．５６％，相對(duì)于１９６０—１９７２ 年，１９７３—２０１９ 年石羊河流域徑流變化受人類活動(dòng)的影響大于氣候變化的影響。人類活動(dòng)是引起石羊河流域徑流變化的主要因素。
關(guān)鍵詞：氣候變化；人類活動(dòng)；徑流；ＳＷＡＴ 模型；Ｂｕｄｙｋｏ；石羊河
中圖分類號(hào)： ＴＶ１２１ 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：Ａ ｄｏｉ：１０．３９６９／ ｊ．ｉｓｓｎ．１０００－１３７９．２０２３．０７．００６
引用格式：李瑤，董增川，張城，等．基于ＳＷＡＴ 模型和Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的石羊河流域徑流變化歸因?qū)Ρ确治觯郏剩荩嗣顸S河，２０２３，４５（７）：３０－３５．
河川徑流不僅是水文循環(huán)的重要組成部分，而且是影響生態(tài)環(huán)境變化和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。在氣候變化與人類活動(dòng)影響下，流域水循環(huán)過(guò)程和水資源時(shí)空分布規(guī)律發(fā)生了明顯改變，社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水格局逐步演化，加劇了河流水文特性的復(fù)雜性［１］ 。石羊河流域是西北干旱區(qū)重要的內(nèi)流河流域，《石羊河流域重點(diǎn)治理規(guī)劃》的實(shí)施，在緩解用水緊張、提高用水保證程度、改善流域生態(tài)環(huán)境方面取得了顯著成效，但受氣候變化和人類活動(dòng)影響，仍面臨著水資源短缺、河湖生態(tài)功能萎縮、局部地下水位持續(xù)下降等問(wèn)題。因此，研究變化環(huán)境下石羊河流域徑流演變規(guī)律及其驅(qū)動(dòng)機(jī)制，對(duì)認(rèn)識(shí)流域水文情勢(shì)以及探討流域水資源合理開(kāi)發(fā)利用等具有重要意義。
目前，徑流演變歸因分析的方法主要有數(shù)理統(tǒng)計(jì)法［２］ 、水文模擬法［３］ 和彈性系數(shù)法［４］ 。其中：數(shù)理統(tǒng)計(jì)法主要利用回歸分析、神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)等數(shù)學(xué)方法或統(tǒng)計(jì)模型量化主要驅(qū)動(dòng)因子對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率，該方法計(jì)算簡(jiǎn)單，要求長(zhǎng)序列的水文數(shù)據(jù)；水文模擬法是基于流域水文模型或陸面過(guò)程模型定量分析各驅(qū)動(dòng)因子對(duì)徑流變化的影響，該方法物理機(jī)制強(qiáng)，可在不同土地利用條件、多種氣候情景模式下進(jìn)行模擬，分析精度較高；彈性系數(shù)法是依據(jù)Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)和彈性系數(shù)概念，計(jì)算氣候變化和人類活動(dòng)作用下徑流的變化量，該方法物理意義明確，參數(shù)易獲取且計(jì)算簡(jiǎn)單。
近年來(lái)，許多學(xué)者對(duì)石羊河流域徑流變化進(jìn)行了研究，研究多基于石羊河長(zhǎng)期實(shí)測(cè)徑流資料，對(duì)徑流演變特征進(jìn)行分析。在徑流變化歸因方面，薛東香［５］ 采用改進(jìn)的雙累積曲線法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)石羊河上游產(chǎn)流區(qū)徑流變化主要受氣候變化影響，中下游徑流變化主要受人類活動(dòng)影響；賈飛飛等［６］ 采用累積量斜率變化率比較法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)人類活動(dòng)是黃羊河流域徑流變化的主導(dǎo)因素；陳忠升［７］ 采用基于Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的彈性系數(shù)法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)石羊河中下游徑流減少的主要因素是人類活動(dòng)。以往研究多從定性角度評(píng)價(jià)氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的影響，雖然也有一部分從定量角度進(jìn)行分析，但研究方法主要集中于數(shù)理統(tǒng)計(jì)法和彈性系數(shù)法，運(yùn)用基于物理機(jī)理的水文模擬法量化徑流變化貢獻(xiàn)率的研究還較少。因此，本文采用ＳＷＡＴ 模型和基于Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的彈性系數(shù)法進(jìn)行徑流變化歸因?qū)Ρ确治觯勘孀R(shí)氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)石羊河流域徑流變化的影響，以期為石羊河流域生態(tài)保護(hù)和治理規(guī)劃提供科學(xué)依據(jù)。
１ 研究區(qū)概況、數(shù)據(jù)和突變點(diǎn)分析
１．１ 研究區(qū)概況
石羊河流域地處東經(jīng)１０１° ４１′—１０４° １６′、北緯３６°２９′—３９°２７′之間，是甘肅省三大內(nèi)陸河流域之一，流域涉及武威、金昌、張掖和白銀四市的９ 個(gè)縣（區(qū)）。流域內(nèi)地勢(shì)南高北低，自西南向東北傾斜。石羊河發(fā)源于祁連山東沿線的冷龍嶺大雪山，河長(zhǎng)３００ ｋｍ，流域面積４．１６ 萬(wàn)ｋｍ２，其中產(chǎn)流面積１．１１ 萬(wàn)ｋｍ２，多年平均徑流量１５．６０ 億ｍ３。石羊河水系由西大河、東大河、西營(yíng)河、金塔河、雜木河、黃羊河、古浪河與大靖河等８ 條支流和眾多小溝河組成。
１．２ 數(shù)據(jù)來(lái)源
本研究所用數(shù)據(jù)有數(shù)字高程模型（ＤＥＭ）數(shù)據(jù)、土地利用數(shù)據(jù)、土壤數(shù)據(jù)、氣象數(shù)據(jù)和水文數(shù)據(jù)。其中：ＤＥＭ 數(shù)據(jù)為ＳＲＴＭＧＬ１．００３ ３０ ｍ 分辨率數(shù)字高程數(shù)據(jù)，來(lái)源于美國(guó)地質(zhì)調(diào)查局（ＵＳＧＳ）；土地利用數(shù)據(jù)為１９８０ 年甘肅省土地利用遙感監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，分辨率為１ ｋｍ，來(lái)源于中國(guó)科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)與數(shù)據(jù)中心；土壤數(shù)據(jù)采用世界土壤數(shù)據(jù)庫(kù)（ＨＷＳＤ Ｖ１．１），分辨率為１ ｋｍ，來(lái)源于國(guó)家冰川凍土沙漠科學(xué)數(shù)據(jù)中心；氣象數(shù)據(jù)為研究區(qū)及周邊地區(qū)１１ 個(gè)氣象站１９６０—２０１９年逐日降水、最高氣溫、最低氣溫、平均氣溫、日照時(shí)數(shù)、相對(duì)濕度和平均風(fēng)速等，來(lái)源于中國(guó)氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)；水文數(shù)據(jù)為蔡旗水文站１９６０—２０１９ 年日徑流數(shù)據(jù)，來(lái)源于內(nèi)陸河水文年鑒。水文站與氣象站分布如圖１所示。
１．３ 突變點(diǎn)識(shí)別
蔡旗站年徑流量變化過(guò)程如圖２ 所示。由圖２ 可知，年徑流量在２００２ 年前后發(fā)生明顯變化，總體呈先減小后增大趨勢(shì)，多年平均徑流量為２．７３ 億ｍ３，最大值出現(xiàn)在１９６７ 年，為５．９６ 億ｍ３，最小值出現(xiàn)在２００２ 年，為０．８５ 億ｍ３。由５ ａ 滑動(dòng)平均曲線可知，蔡旗站徑流量呈減少（１９６４—１９６６ 年）—增加（１９６７—１９７１ 年）—減少（１９７２—２００２ 年）—增加（２００３—２０１９ 年）的變化趨勢(shì)。通過(guò)時(shí)間序列離散度計(jì)算，蔡旗站年徑流量的變差系數(shù)ＣＶ值為０．４７，徑流年際間波動(dòng)較為劇烈。
采用Ｍａｎｎ－Ｋｅｎｄａｌｌ 檢驗(yàn)（Ｍ－Ｋ 檢驗(yàn)）［８］ 和Ｐｅｔｔｉｔｔ突變檢驗(yàn)［９］ 結(jié)合的方法對(duì)徑流序列進(jìn)行突變性分析，確定突變點(diǎn)。徑流突變檢驗(yàn)結(jié)果如圖３ 所示，蔡旗站Ｍ－ Ｋ 統(tǒng)計(jì)量序列曲線交點(diǎn)發(fā)生在１９７２ 年， 另有１９７４—２０１９ 年ＵＦ 曲線超過(guò)置信區(qū)間，是可能發(fā)生突變的區(qū)域；經(jīng)過(guò)Ｐｅｔｔｉｔｔ 突變點(diǎn)識(shí)別，突變點(diǎn)可能發(fā)生的年份為１９７２ 年，統(tǒng)計(jì)量為５５８，置信水平ｐ ＝ １．３５６×１０－５＜０．０５，通過(guò)了置信水平為０．０５ 的顯著性檢驗(yàn)。結(jié)合圖２ 可知２００２ 年是較明確的突變點(diǎn)，且在Ｍ－Ｋ 檢驗(yàn)可能發(fā)生突變的區(qū)域，因此可以認(rèn)為蔡旗站年徑流量的突變點(diǎn)為１９７２ 年和２００２ 年。
２ 徑流變化歸因分析
２．１ ＳＷＡＴ 模型歸因分析
１）ＳＷＡＴ 建模與評(píng)價(jià)。ＳＷＡＴ 模型是美國(guó)農(nóng)業(yè)部農(nóng)業(yè)研究中心（ＵＳＤＡ－ＡＲＳ）開(kāi)發(fā)的基于長(zhǎng)時(shí)段、適用于較大流域尺度的分布式水文模型［１０］ ，可以同時(shí)考慮地形、土地利用、土壤、氣象等對(duì)水文過(guò)程的影響，被廣泛應(yīng)用于流域水文過(guò)程模擬以及流域在氣候和土地利用變化下的水文響應(yīng)等。
基于石羊河流域ＤＥＭ 數(shù)據(jù)、土地利用數(shù)據(jù)、土壤數(shù)據(jù)、氣象數(shù)據(jù)等，通過(guò)土壤水文特性軟件、ＳＷＡＴ?Ｗｅａｔｈｅｒ 等構(gòu)建模型的土地利用、土壤、氣象數(shù)據(jù)庫(kù)，劃分子流域和水文響應(yīng)單元，建立流域ＳＷＡＴ 水文模型，最終將流域劃分為４７ 個(gè)子流域和３２７ 個(gè)水文響應(yīng)單元。建模結(jié)果如圖４ 所示。
采用ＳＷＡＴ 模型對(duì)流域１９６０—１９７２ 年徑流量進(jìn)行月尺度模擬。設(shè)置１９６０ 年為模型預(yù)熱期，１９６１—１９６７ 年為率定期，１９６８—１９７２ 年為驗(yàn)證期。采用ＳＷＡＴ－ＣＵＰ 軟件的ＳＵＦＩ２ 算法對(duì)模型進(jìn)行率定和驗(yàn)證，通過(guò)ｔ－Ｓｔａｔ 和Ｐ－Ｖａｌｕｅ 兩個(gè)指標(biāo)判別參數(shù)的敏感性，敏感參數(shù)及率定結(jié)果見(jiàn)表１。徑流主要受河道深層地下水損失率、地下水蒸發(fā)系數(shù)、地下水滯后系數(shù)、降雪氣溫、側(cè)向流移動(dòng)時(shí)間、土壤有效含水率等參數(shù)影響。
采用決定系數(shù)（Ｒ２ ） 和Ｎａｓｈ－Ｓｕｔｃｌｉｆｆｅ 效率系數(shù)（ＮＳＥ）對(duì)計(jì)算結(jié)果進(jìn)行精度分析，綜合評(píng)價(jià)ＳＷＡＴ 模型的模擬效果，一般認(rèn)為，當(dāng)Ｒ２ 與ＮＳＥ 均大于０．５ 時(shí)模型模擬結(jié)果可接受［１１］ 。由表２ 可知，率定期和驗(yàn)證期的Ｒ２和ＮＳＥ 均大于０．８，表明ＳＷＡＴ 模型能夠較好地模擬石羊河流域的徑流過(guò)程。
率定期和驗(yàn)證期的月均流量模擬值與實(shí)測(cè)值對(duì)比及其相關(guān)關(guān)系如圖５ 和圖６ 所示，可以直觀看出ＳＷＡＴ 模型在率定期和驗(yàn)證期月徑流模擬結(jié)果與實(shí)測(cè)徑流過(guò)程吻合較好。
２）貢獻(xiàn)率分析。運(yùn)用ＳＷＡＴ 模型［１２］ 定量評(píng)估氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率。具體步驟：利用基準(zhǔn)期（１９６０—１９７２ 年）的氣象、水文和土地利用等數(shù)據(jù)率定水文模型參數(shù)，將變化期（１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年）的氣象數(shù)據(jù)輸入模型中還原出天然徑流量Ｒｓｉｍ，并計(jì)算氣候變化導(dǎo)致的徑流變化量ΔＲＣ 和人類活動(dòng)導(dǎo)致的徑流變化量ΔＲω，利用突變前后徑流總變化量ΔＲ，分別計(jì)算二者的貢獻(xiàn)率ηＣ、ηω。具體計(jì)算公式如下：
以徑流量突變前的１９６０—１９７２ 年為基準(zhǔn)期，突變后的１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年為變化期。由表４可知，變化期１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年年均降水量相對(duì)基準(zhǔn)期分別增加５５．２１、９５．０３ ｍｍ，年均徑流深相對(duì)基準(zhǔn)期分別減少２３．０５、１８．２７ ｍｍ，年均潛在蒸散發(fā)量相對(duì)基準(zhǔn)期分別增加９．１７、５５．２２ ｍｍ。變化期的徑流系數(shù)（Ｒ ／ Ｐ）、干旱指數(shù)（ＥＴ０ ／ Ｐ）均小于基準(zhǔn)期的，而下墊面參數(shù)絕對(duì)值較基準(zhǔn)期明顯增大。
根據(jù)式（１２） ～式（１４）計(jì)算得到徑流的降水量、潛在蒸散發(fā)量、下墊面參數(shù)彈性系數(shù)，徑流對(duì)降水量的彈性系數(shù)為正值，而對(duì)潛在蒸散發(fā)量和下墊面參數(shù)的彈性系數(shù)為負(fù)值，表示降水量增加將導(dǎo)致徑流量增大，潛在蒸散發(fā)量、下墊面參數(shù)的增大則會(huì)導(dǎo)致徑流量減小。變化期相對(duì)基準(zhǔn)期，各項(xiàng)關(guān)于徑流變化彈性系數(shù)絕對(duì)值均增大，徑流變化對(duì)各因子敏感性：下墊面參數(shù)＞降水量＞潛在蒸散發(fā)量。
由式（１６）計(jì)算徑流變化貢獻(xiàn)率，結(jié)果見(jiàn)表５。降水量和潛在蒸散發(fā)量對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率之和是氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率主要由下墊面參數(shù)來(lái)反映。降水對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率為正值，潛在蒸散發(fā)量、下墊面參數(shù)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值。下墊面參數(shù)對(duì)徑流影響最大。相對(duì)于１９６０—１９７２ 年，１９７３—２０１９ 年人類活動(dòng)對(duì)石羊河流域徑流變化影響大于氣候變化的影響，其中１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年２ 個(gè)時(shí)期氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３０．８０％、４１．４４％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６９．２０％、－５８．５６％。
２．３ ＳＷＡＴ 模型與Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)歸因?qū)Ρ确治?/p>
ＳＷＡＴ 模型徑流變化歸因分析結(jié)果表明，變化期１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３２．１８％、４６．０９％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６７．８２％、－５３．９１％，而彈性系數(shù)法結(jié)果表明，兩個(gè)時(shí)期氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３０．８０％、４１．４４％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６９．２０％、－５８．５６％。對(duì)比發(fā)現(xiàn)，兩種方法所得徑流變化歸因分析結(jié)果基本一致，相對(duì)于１９６０—１９７２年，１９７３—２０１９ 年石羊河流域徑流變化受人類活動(dòng)的影響大于氣候變化的影響。與彈性系數(shù)法相比，ＳＷＡＴ 模型物理機(jī)制強(qiáng)，分析精度更高，能夠?qū)λ淖兞考捌溲葑円?guī)律進(jìn)行準(zhǔn)確的描述，可進(jìn)一步采用ＳＷＡＴ 模型對(duì)石羊河流域未來(lái)徑流進(jìn)行預(yù)測(cè)。
３ 結(jié)論
１）石羊河流域年徑流量呈現(xiàn)先減小后增大的趨勢(shì)，且在１９７２ 年和２００２ 年發(fā)生突變。
２）ＳＷＡＴ 模型與基于Ｂｕｄｙｋｏ 假設(shè)的彈性系數(shù)法徑流變化歸因分析結(jié)果基本一致，ＳＷＡＴ 模型分析結(jié)果表明，變化期１９７３—２００２ 年、２００３—２０１９ 年氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３２．１８％、４６．０９％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６７．８２％、－５３．９１％，而彈性系數(shù)法結(jié)果表明，兩個(gè)時(shí)期氣候變化對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為３０．８０％、４１．４４％，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率分別為－６９．２０％、－５８．５６％。相對(duì)于１９６０—１９７２ 年，１９７３—２０１９ 年石羊河流域徑流變化受人類活動(dòng)的影響大于氣候變化的影響，人類活動(dòng)是影響石羊河流域徑流變化的主要因素。
３）人類活動(dòng)是導(dǎo)致石羊河流域徑流減少的主要原因，科學(xué)合理地規(guī)劃、開(kāi)發(fā)、利用水資源對(duì)緩解石羊河流域水資源短缺、改善流域生態(tài)環(huán)境具有重要意義。
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【責(zé)任編輯 張 帥】
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