孙晓蕾

(辽宁省鞍山水文局，辽宁 鞍山 114039)

我国现有水土流失面积近300万km2，是世界上水土流失情况最严重的国家之一[1]。水土流失具有侵蚀耕地、淤塞河道、影响农业生产等危害，是我国经济发展过程中的重大生态环境问题，是生态文明建设过程中的重要阻碍[2]。近年来，极端气候频现，人类农林牧渔等生产及工程建设等活动导致的河流水沙灾害日益严重，因此，进行降雨变化和人类活动与水沙变化之间的定量分析，开展水沙灾害的影响因素、预测研究，在水土保持理论研究和应用中都具有重要意义。

大沽夹河，位于山东省烟台市，分为东支流和西支流。西支流亦为清洋河，干流长75km，流域面积为 1224km2。大沽夹河山区植被较少，水土流失严重，且河口段大潮进沙量大，容易造成河道泥沙淤积，汛期暴雨时洪水下泄，河道内水位急速上升而产生洪涝灾害。清洋河流域内最重要的水利工程是门楼水库，本研究选取门楼水库水文站的水文资料作为清洋河流域水文要素情况的代表站[3]。

1 分析方法

1.1 Mann-Kendall检验模型

Mann-Kendall检验是分析水文序列趋势的有效工具，对于任意时间序列xi(i=1，2，…，n)，Mann-Kendall[4-6]趋势检验的统计量如下：

(1)

式中

(2)

当数据样本数n≥8时，统计量S服从正态分布，方差为

(3)

标准化统计量服从正态分布，即

(4)

衡量趋势大小指标为

(5)

式中，1

1.2 启发式分割法

设x(t0)为时间序列x(t)的分割点，分割后的两个子序列的平均值设为μ1(i)和μ2(i)，标准差设为S1(i)和S2(i)，则i点的合并偏差SD(i)为[7-9]

(6)

i点分割的两个子序列均值差异检验标准TD(i)为

(7)

Tmax(i)对应两个子序列差异最大的情况，统计概率P(Tmax)为

(8)

设定临界值P0，当P(Tmax)≥P0，则在该点将数列分为两个具有差异的子序列，并对分割得到的子序列进行循环分割，直至不可分割。设0为最小分割尺度，当序列长度小于0时，将不再进行分割。一般0.5≤P0≤0.95，0≥25。

1.3 有序样本聚类检验法

有序样本聚类检验法是对多变量的研究样本数据进行多元统计的分析方法，可根据研究样本数据的离散程度或相似系数，推求最优的分段点，将样本数据分成若干子序列[10]，使同一子序列的数据之间离差平方和较小，而不同子序列数据之间的离差平方和较大[11]。

假设τ为序列xi(t=1，2，…，n)的分段点，则子序列的离差平方和为

(9)

与

(10)

总离差平方和为

Sn(τ)=Vτ+Vn-τ

(11)

式中，Sn取最小值时对应的τ即为最优分段点。

1.4 双累积曲线法

Searcy[12]在Merriam[13]研究的基础上，对双累积曲线法进行了拓展研究，使其广泛应用于水文要素的一致性检验、变化规律检验、缺值插补等水文要素趋势性变化分析。

(12)

(13)

式中，X′，Y′分别为X，Y的累积量；Xi为第i年的参考变量；Yi为第i年的检验变量。

2 气候变化对清洋河径流影响硏究分析

2.1 降水、蒸发和径流趋势

1963—2016年历年实测年降水量、径流量和输沙量如图1所示。

图1 1963—2016年清洋河实测年降水量、径流量、输沙量图

利用Mann-Kendall模型对降水量、径流量和输沙量的趋势进行检验，结果显示降水量、径流量均呈下降趋势，但年际变化不明显，而输沙量年际间呈显著下降的趋势，详见表1。

表1 清洋河年降水量、径流量、输沙量检验结果

2.2 年际要素变点分析

为了更准确确定年际输沙量的突变年份，采用启发式分割法和有序样本聚类检验法进行计算分析，相关结果如图2所示。由此可以看出，采用启发式分割法1976年的T值最大，且P(Tmax)≥P0，采用有序样本聚类检验法S0(τ)最小值发生在1976年。两种方法均推得年际输沙量突变年份为1976年。

图2 清洋河径流量的启发式分割法和有序聚类分割法计算结果示意图

同理，采用启发式分割法和有序样本聚类检验法计算确定1976年为径流量明显变点。则年际输沙量和径流量序列分割为1963—1976年和1977—2016年两个阶段，相关水文气候要素统计结果见表2。

表2 清洋河不同阶段水文气候变量统计结果

2.3 降雨变化和人类活动对水沙影响的定量区分

利用Excel软件绘制1963—2016年实际测量值的累积降水量-累积径流量和累积降水量-累积输沙量的双累积曲线，如图3—4所示。

图3 清洋河1963—2016年累积降水量-累积径流量双累积曲线

图4 清洋河1963—2016年累积降水量-累积输沙量双累积曲线

将累积降水量-累积径流量曲线和累积降水量-累积输沙量的双累积曲线在计算突变点1976年分别分成两段数据散点，并绘制趋势线，计算回归方程和方差。根据图3—4，两条双累积曲线均在1976年发生转折，趋势线斜率均变小。

根据1963—1976年回归方程预测1977—2016年的径流量和输沙量理论预测均值，则降水量变化导致的定量影响为不同时间跨度的理论均值差值，人类活动导致的定量影响为理论预测均值与实测均值的差值。

由表3计算结果可知，1977—2016 年的径流量实测均值比1963—1976年减少1.03×108m3，其中降水量变化因素占76.70%，人类活动因素占23.30%；1977—2016 年的输沙量实测均值比1963—1976年减少7.06×104t/a，其中降水量变化因素占29.89%，人类活动因素占70.11%。

表3 人类活动与降水量变化对清洋河水文要素影响

3 结论

(1)Mann-Kendall检验显示年际间降水量、径流量均呈微弱下降趋势，输沙量呈显著下降趋势，并使用启发式分割法和有序样本聚类检验法确定1976年为径流量和输沙量趋势变化明显变点。

(2)大沽夹河流域降雨呈逐年递减趋势，降雨分布极其不均，特别是1986、1989和1999年的降水量达到历史极低值，对年际间径流量降低趋势起主要影响；另外，生活、工业、农业用水的取用量逐年递增，是径流量减少的次要因素。径流量年际间呈下降趋势对输沙量的变化起一定影响，但主要是由取水拦沙、河道整治、退耕还林等人类活动对输沙量的显著下降趋势起决定性作用。

(3)河流水沙变化是复杂的动态变化过程，本研究为具有相似气候和地理条件的河流体系水沙变化分析做出一次有益的尝试，提供一种可供借鉴的定量分析方法，能否广泛推广还需进一步研究探讨。在后续的研究中，可将地下水开采、水利工程兴建等因素纳入分析范围，更加全面准确地分析清洋河水沙变化，使该方法具有更广的借鉴性和更强的实用性。