新疆黄水沟1956—2013年径流变化特征研究
2015-03-16魏光辉
魏光辉
(新疆农业大学水利与土木工程学院，乌鲁木齐 830052)
文章编号：1006—2610(2015)03—0001—05
新疆黄水沟1956—2013年径流变化特征研究
魏光辉
(新疆农业大学水利与土木工程学院，乌鲁木齐 830052)
根据新疆黄水沟水文站1956—2013年逐月径流资料，采用非参数检验、R/S法及最大熵谱法分析了年径流量变化特征。结果表明：黄水沟年径流量在1995年发生突变，并达到极显著水平，这与M-K法计算结果相一致；年尺度下的径流量通过了显著性检验,z值为正，表明近60 a来呈增长趋势,倾向率为0.015 7亿m3/a；径流量Hurst指数H为0.653 3，表明未来仍处于增加趋势；年径流量变化以9 a为第1主周期，29 a为第2主周期。研究结果为区域水资源的合理开发利用与可持续发展提供了重要参考。
黄水沟；非参数检验；R/S法；最大熵谱法；径流；特征
0 前 言
河川径流量的变化是地表水资源研究的重要内容，也是对气候变化和人类活动双重作用的响应。近年来，由于气候变化和人类活动的干扰，河川径流量出现一系列生态环境问题，如径流量减少、下游河道断流、流域生态环境恶化等[1]，因此对河川径流量变化特征进行定量分析具有重要意义。
目前，国内外学者在河川径流量变化特征方面进行了大量研究，如马新萍[1]等利用小波分析法、M-K检验等方法对灞河流域近50 a径流资料进行分析，结果表明，灞河年径流量呈显著下降趋势，径流量突变点为1989年，主周期16 a；刘茂峰[2]等人以白洋淀为研究对象，采用Mann-Kendall法、Hurst指数分析近50 a径流变化，结果表明，研究区年径流量呈下降趋势且具有较强的持续性，1979年是径流突变年；赵锐锋[3]等利用Mann-Kendall检验和R/S法对塔里木河干流1957—2005年径流数据进行分析，结果表明，干流径流量呈现显著递减趋势，且未来有继续下降趋势，径流量年内分配受人类活动影响强烈；凌文韬[4-5]等据黑河1956—2012年径流数据，应用Mann-Kendall法对径流变化进行分析，并利用神经网络对径流趋势进行预测。结果表明，黑河径流量呈现趋势增加，Mann-Kendall趋势检验结果BP神经网络结果一致；陈晨[6]等采用Morlet小波及Kendall秩次分析法对泾河流域近80 a径流进行分析，结果表明，泾河年径流量呈减小趋势，2 a周期径流丰枯变化存在局部差异，12 a和20 a周期逐渐增强；王顺久[7-8]等运用M-K统计检验、线性倾向估计和小波分析等方法对长江上游川江段水文要素变化进行分析，结果表明，研究区气温、径流呈不同程度减少趋势，降水呈小幅增加趋势，气温、降水、径流具有不同周期成分；L.Menzel等[9]根据德国穆尔德河径流数据，采用半分布式概念模型HBV-D模拟气候环境变化，结果表明，未来100 a随降水减少，温度将上升明显；Nash[10]采用概念水文模型对科罗拉多河径流量进行模拟，结果表明气温与降水量变化对年径流量有显著影响。
本文以新疆黄水沟水文站1956—2013年逐月径流数据为基础，结合非参数检验、R/S法及最大熵谱法等数学方法，系统地探讨了黄水沟近60 a径流量变化特征，以期为区域水资源的合理开发利用与生态环境保护提供参考。
1 研究区概况
图1 博斯腾湖水系图
黄水沟位于新疆和静县境内，其发源于天山中部的天格尔山南坡，为雨雪混合型河流。河流出山口(黄水沟水文站)以上流域面积4 311 km2，河长110 km，多年平均径流量2.87亿m3(1956—2013年系列)。黄水沟水文站下游约12 km为黄水沟分洪闸，分洪闸将黄水沟分为东、西2条支流，东支注入博斯腾湖大湖，西支汇入开都河。
黄水沟是和静县及新疆生产建设兵团第二师22团、23团国民经济社会发展的主要水源，也是下游博斯腾湖水系(见图1)的重要补给源，对区域经济社会发展和生态环境保护起着不可忽视的作用。本文采用黄水沟水文站(地理坐标86°14′E，42°27′N，海拔1 320 m)1956—2013年逐月径流数据对其变化特征进行分析，由于水文站地处出山口位置，径流受人类活动干扰较小，可视为天然径流量。
2 研究方法
2.1 Mann-Whitney检验
在Mann-Whitney检验中，设时间序列变量X=(X1，X2，…，Xn)及子序列Y=(X1，X2，…，Xn1)，Z=(Xn1+1，Xn1+2，…，Xn1+n2)，统计量Zc计算如下[11-12]：
(1)
式中：r(xt)为时间序列变量的秩；若-Z(1-a/2)≤Zc≤Z(1-a/2)，则接受原假设，认为变量存在阶段跳跃，反之则不存在；Z(1-a/2)为给定检验水平a所对应的标准正态分位数，a=0.01时，Z(1-a/2)为2.57；a=0.05时，Z(1-a/2)为1.96。
2.2 R/S法
R/S法计算步骤如下[13]：
设时间序列变量x(t)，其均值序列为：
(2)
累积离差：
(3)
极 差：
τ=1,2,…
(4)
标准差：
τ=1,2,…
(5)
Mandelbrotetal通过分析得出具有普适性的指数律：
(6)
式中：H为Hurst指数，当H=0.5时，表明时间序列变量为相互独立、方差有限的随机序列；当0
2.3 Mann-Kendall法
Mann-Kendall法(以下简称M-K法)为非参数检验法，广泛应用于气象、水文时间序列趋势分析与突变检验[15-17]。检验统计量z值计算式如下：
(7)
式中：s值计算式为：
(8)
(9)
(10)
式中:xi和xj为时间序列变量；n为时间序列长度；tp为第p个数对应的捆绑值；z为趋势检验统计量，z>0，表明时间序列呈增加趋势，反之减小。若|z|>z(1-a/2)，则认为时间序列变量存在显著性趋势。
此外，M-K法可用于时间序列变量突变点检验，详见文献[18]。
2.4 最大熵谱法
最大熵谱分析是一种自相关函数外推法。在每一步外推过程中，要求熵达到最大，从而确定未知的自相关函数值，其数学表达式如下[19-20]：
(11)
3 结果与分析
3.1 年径流量的Mann-Whitney检验
检验黄水沟年径流量序列的跃变，对于研究和预测其径流变化趋势具有重要意义。本文采用径流量累积距平曲线及Mann-Whitney检验这2种方法，对黄水沟水文站1956—2013年径流量变化进行对比分析(见图2与表1)。
图2 黄水沟1956～2013年径流变化与累积距平图
表1 黄水沟1956—2013年径流变化Mann-Whitney检验结果表
由图2可知，黄水沟水文站年径流量在1995年发生明显增多的跃变，并且近60 a来总体呈增长趋势。由累积距平曲线可知(图2(b))，黄水沟年径流量的变化大致可分为2个阶段：1956—1994年，该阶段径流量总体偏少(累积距平曲线值持续减小)，属于枯水期；1995—2013年，该阶段径流量总体呈现偏多(累积距平曲线值呈现增加趋势)，属于丰水期，径流变化呈现“U”字形。产生这种变化的原因可能是因为黄水沟为干旱区内陆河，对气候变化的敏感性较强，近年来温度的不断增加导致源流区冰川融化，给径流补给了大量水源。
此外，对黄水沟水文站年径流量进行Mann-Whitney检验(见表1)。结果表明，统计量Zc为3.55，临界统计值Z0.01为2.57，年径流量发生跃变趋势，并达到极显著水平。黄水沟1956—1994年多年平均径流量2.563亿m3，年径流量递减率为0.004 8亿m3，变异系数0.236。1995—2013年多年平均径流量为3.488亿m3，比跃变前增加0.925亿m3，年径流量递减率为0.129 4亿m3，变异系数0.391。就整体而言，1956—2013年径流量平均值为2.866亿m3，变异系数0.353，年径流量递增率为0.017 1亿m3，年际变化较大。
3.2 年径流量的M-K检验
3.2.1 年径流量突变点检验
利用M-K法检验分析黄水沟年径流量突变点(见图3)。由图3可知，年径流量M-K检验突变点只有1个(交叉点年份为1995年)，通过与累积距平曲线(图2)计算结果对比，两者分析结果完全一致，这也从侧面验证了M-K检验的正确性。
图3 年径流量M-K突变点检验图
3.2.2 年径流量趋势分析
根据黄水沟1956—2013年径流量数据，对其进行M-K检验，结果见表2。由表2可知，年径流量通过了显著性检验，z值为正，表明年径流量具有显著增加趋势，倾向率为0.015 7亿m3/a。
表2 年径流量M-K检验结果表
3.3 年径流量的R/S分析
根据R/S分析原理，利用式(2)～(6)，并通过对式(6)两边同时取对数，进行最小二乘线性方程拟合，得到黄水沟水文站处的Hurst指数,结果见图4。
图4 黄水沟年径流量Hurst指数图
由图4可知，黄水沟年径流量的Hurst指数H为0.653 3(r=0.972 1，r0.01=0.354 1，拟合方程达到极显著水平)，H>0.5，表明年径流量具有持续性，即在未来一段时间内年径流量仍然会持续增加。
3.4 年径流量周期分析
3.4.1 周期计算
根据黄水沟水文站1956—2013年58年径流量实测值，在去除序列趋势成分后，对年径流量序列进行归一化处理，再进行平稳性检验。之后，根据最大熵谱法，采用年径流量序列的1/3～1/2作为最优阶数[16]进行分析(本文选择阶数为25)，年径流量序列最大熵见图5。
图5 年径流量序列最大熵谱图
由图5可知，年径流量最大谱值对应的频率分别为9 a与29 a，其中以9 a为第1主周期(谱值最大)，29 a为第2主周期。
3.4.2 显著性检验
图5给出振荡强烈频率是最可能周期，但对此周期还要进行显著性检验，根据文献[17]中的相关系数法进行周期检验。结果表明：T=9 a与29 a均通过了置信度0.01的显著性检验，表明上述年径流量周期性明显。
4 结 语
本文以新疆黄水沟水文站1956—2013年近60 a的逐月径流数据为基础，结合非参数检验、R/S法及最大熵谱法等数学方法，分析了黄水沟径流量变化特征，得到以下结论：
(1) Mann-Whitney阶段检验表明，黄水沟在1995年产生极显著突变，这与年径流量累积距平曲线及M-K法分析结果完全一致；突变后时段内年均径流量显著高于突变前时段内年均径流量；突变点之前的时间段内，黄水沟径流量呈减少趋势，但趋势不显著；突变点之后的时间段内，黄水沟径流量呈显著减少趋势；研究期内(1956—2013年)年径流量总体呈增加趋势，通过置信度0.05的显著性检验。
(2) M-K法趋势分析结果表明，研究时段内，黄水沟年径流量具有显著增加趋势，倾向率为0.015 7亿m3/a。
(3) 黄水沟年径流量Hurst指数为0.653 3，大于0.5，表明未来一段时间内年径流量仍将持续增加。
(4) 黄水沟年径流量具有明显的周期性，其中9 a为第1主周期，29 a为第2主周期，上述周期均通过了置信度0.01的显著性检验。
(5) 本文研究了黄水沟近60 a的径流变化特征，由于气候变化对径流量的影响存在着不确定性，因此还需要加强未来气候变化下的径流量预测及不确定性研究。
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注：封面照片作者不详，如有确定，请与我们联系。谢谢！
Study on Variation Characteristics of Yearly Runoff of Huangshui Gulley, 1956-2013
WEI Guang-hui
(College of Hydraulic and Civil Engineering, Xinjiang Agricultural University, Urumqi 830052,China)
Characteristic of the yearly runoff variation are analyzed by application of non-parameter inspection, R/S method and maximum entropy method in accordance with the monthly runoff data from the gauge station in Huangshui gulley, Xinjiang, in 1956 ～ 2013. The study demonstrates the yearly runoff in the Huangshui gulley abruptly varied in 1995 and reached the extremely outstanding level. This is in compliance with the calculation results by M-K method. The yearly runoff is verified in term of significance. Thezvalue is positive, presenting that the runoff in past 60 a is in tendency of increment. The tendency rate is 1.57 million m3/a. The runoff Hurst indicator (H) is 0.6533, which predicates that the runoff still is in tendency of increment. The yearly runoff variation features 9 a as the main period, 29 a as the second main period. This study provides important reference to the reasonable development, utilization and the sustainable development of the regional water resources.
Huangshui gulley; non-parameter inspection; R/S method; maximum entropy method runoff; characteristic
2014-12-28
魏光辉(1981- ),男，新疆石河子人，高级工程师，主要从事干旱区水资源利用与工程建设管理.
新疆水文学及水资源重点学科资助(XJSWSZYZDXK20101202).
TV121.4
A
10.3969/j.issn.1006-2610.2015.03.001
