近50年博斯騰湖水位變化特征分析

郭夢京, 周孝德, 李 鵬, 程圣東, 陳勇民

(1.西安理工大學 西北旱區(qū)生態(tài)水利工程國家重點實驗室, 西安710048; 2.新疆環(huán)境保護科學研究院, 烏魯木齊 830011)

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近50年博斯騰湖水位變化特征分析

郭夢京1, 周孝德1, 李 鵬1, 程圣東1, 陳勇民2

(1.西安理工大學 西北旱區(qū)生態(tài)水利工程國家重點實驗室, 西安710048; 2.新疆環(huán)境保護科學研究院, 烏魯木齊 830011)

以干旱區(qū)博斯騰湖為研究對象，依據(jù)博斯騰湖1956—2012年期間的水位監(jiān)測數(shù)據(jù)，采用小波分析及Mann-Kendall(M-K)趨勢檢驗等統(tǒng)計學方法，揭示了近50 a博斯騰湖水位變化趨勢及規(guī)律。結果顯示：博斯騰湖1956—2012年水位變化分為3個階段下降(1956—1987年)—上升(1988—2002年)—下降(2003—2012年)，其中1956—1987年水位下降了3.39 m；1988—2002年上升了3.7 m；2003—2012年再次下降了3.21 m。水位總體上呈現(xiàn)出顯著的下降趨勢，且通過了α=0.05時的顯著性檢驗。就其周期性變化規(guī)律而言，博斯騰湖水位存在18 a的主周期，而38 a的周期由于水位資料序列有限難以確定，需要更長的資料序列進行分析驗證。

博斯騰湖; 水位變化; 小波分析; M-K趨勢檢驗

湖泊是區(qū)域生態(tài)環(huán)境的重要組成部分，對于降水、湖泊入流、蒸發(fā)等水文氣象要素的變化非常敏感，且易受到氣候變化及人類活動的干擾。因此，湖泊可以作為一個天然“指示器”來反映區(qū)域的生態(tài)環(huán)境狀況以及氣候變化[1-3]。博斯騰湖地處干旱區(qū)，作為新疆重要的內(nèi)陸生態(tài)系統(tǒng)，其水資源量的變化會直接影響區(qū)域的生態(tài)環(huán)境[4-6]。水位變化可以直觀反映出水資源量的變化，水位的持續(xù)下降會導致湖濱濕地的減少、植被退化、破環(huán)生物多樣性和漁業(yè)資源；而水位的持續(xù)升高會引起淹沒農(nóng)田，土壤鹽漬化，增加洪水風險等[7]。因此，博斯騰湖水位變化對其生態(tài)環(huán)境具有重要的影響。本文主要依據(jù)博斯騰1956—2012年的水位數(shù)據(jù)，借助小波分析以及Mann-Kendall統(tǒng)計檢驗的方法，揭示博斯騰湖近50 a水位變化變化趨勢及變化規(guī)律，為博斯騰湖水資源管理及生態(tài)環(huán)境保護提供依據(jù)。

1 研究區(qū)概況

博斯騰湖(北緯41°56′—42°14′，東經(jīng)86°40′—87°26′)位于新疆維吾爾自治區(qū)巴音郭楞蒙古族自治州境內(nèi)，屬于中生代斷陷湖，曾是我國最大的內(nèi)陸淡水湖。其水域遼闊，東西長達55 km，南北寬約25 km，形似一把不規(guī)則的鐮刀，在水位為1 048.5 m時，水面面積為1 210.5 km2，容積為90億m3，平均水深8 m，最深為17 m。湖盆呈深碟狀，中間底平，靠近湖岸水深急劇變淺，總蓄水量8.8 km3，湖泊平均停留時間4.8 a。博斯騰湖流域氣候主要受夏季西風帶影響，高蒸發(fā)率、低降水。湖水地區(qū)年平均氣溫6.3℃，潛在蒸發(fā)量高達2 000 mm，年平均降雨量只有70 mm。

2 材料與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取博斯騰湖1956—2012年月尺度水位數(shù)據(jù)(主要來源于新疆塔里木河流域管理局以及新疆環(huán)境保護科學研究院)，采用小波分析和Mann-Kendall趨勢檢驗等統(tǒng)計學方法，借助Matlab軟件對博斯騰湖水位變化特性進行分析。

2.2 研究方法

2.2.1 小波分析 小波分析(wavelet analysis)也稱多分辨分析，是近幾年國際上十分熱門的一個前沿領域，被認為是傅里葉分析方法的突破性進展[8-9]。小波分析的基本思路是按照不同的尺度或分辨率來分解信號。小波分析的巨大優(yōu)勢在于借助時頻局部化功能剖析時間序列內(nèi)部精細結構[10-11]。小波是指具有振蕩性，能夠迅速衰減到零的一類函數(shù)，即：

(1)

對滿足一定條件的ψ(t)，伸縮和平移構成一簇函數(shù)系：

(2)

(3)

由此可見，小波變化函數(shù)是通過對母小波的伸縮和平移得到的。小波變換的離散形式為：

(4)

式中：Δt——取樣間隔；n——樣本量。離散化的小波變換構成標準正交系，從而擴充了時間應用的領域。

小波函數(shù)ψ(t)可以取不同形式。本文采用Morlet小波作為母小波函數(shù)進行變換，其基本形式為：

(5)

當c取較大值時，上式中第2項遠小于第1項，省略第二項。其子小波為：

(6)

Morlet小波函數(shù)是經(jīng)一個Gaussion函數(shù)平滑而得到的周期函數(shù)，所以，其伸縮尺度a與傅立葉分析中的周期T有一一對應關系。

(7)

將時間域上的所有小波系數(shù)的平方積分，即小波方差：

(8)

小波方差隨尺度a的變化過程稱為小波方差圖，它反映了波動的能量隨尺度的分布，借此可能確定一個時間序列中存在的主要時間尺度，可以用來分析序列變化的主要周期成分。

2.2.2 Mann-Kendall統(tǒng)計檢驗方法 Mann-Kendall統(tǒng)計檢驗方法是一種非參數(shù)統(tǒng)計方法，是由H.B.Mann和M.G.Kendall于1945年所發(fā)展的[12-13]。其特點是不需要先假定樣本的統(tǒng)計分布，也不受少數(shù)異常值的干擾。該方法是目前被廣泛應用在水質(zhì)、徑流、溫度、降水等水文氣象時間序列的明顯趨勢變化分析[14-15]。Mann-Kendall(MK)檢驗方法的表達式具體如下。

對于一個連續(xù)的時間序列x1,x2，…,xn，MK檢驗法的秩序列dk可以為：

(9)

(10)

將dk標準化，可得到

(11)

3 結果與分析

3.1 水位變化特征

3.1.1 年際變化特征 博斯騰湖水位在過去的57 a發(fā)生了巨大的變化。從博斯騰湖1956—2012年水位變化可以看出(圖1)，其呈現(xiàn)出下降—上升—下降的變化過程，且有兩個明顯的間斷點，第一個在1987年，另一個在2002年。依據(jù)這兩個明顯的間斷點，可以將水位變化過程分為3個時間階段；1956—1987年(時段I)；1988—2002年(時段Ⅱ)；2003—2012年(時段Ⅲ)。博斯騰湖水位在第I時段呈現(xiàn)出波浪式的下降，從1956年的1 048.34 m下降到1987年的1 044.95 m。在這32 a的時間里水位下降了3.39 m，平均每年下降0.11 m/a。隨后，其水位迅速上升，在2002年達到1 048.65 m。在此期間，其水位上升了3.7 m，平均每年上升0.25 m/a，僅用了15 a的時間就恢復到了1956年的水平。然而，此后的10 a里水位又再次下降了3.21 m，平均每年下降0.32 m/a。到2012年，其水位為1 045.44 m僅僅比歷史最低水位高出0.6 m，相比1956年水位下降了約2.9 m，平均每年下降0.05 m/a。

圖1 博斯騰湖1956—2012年水位變化

3.1.2 年內(nèi)變化特征 根據(jù)博斯騰湖月尺度的水位數(shù)據(jù)進行多年平均處理，得到不同時段的月平均水位(圖2)。博斯騰湖水位年內(nèi)變化在不同時段呈現(xiàn)不同的變化趨勢，從近57 a的多年月平均值來看，在每年的2—9月期間，水位均在1 047 m以上，最高水位出現(xiàn)在每年的4月，最低值出現(xiàn)在11月，季節(jié)變化明顯。在4—9月期間，7月水位相對較低。博斯騰湖的水位年內(nèi)變化曲線體現(xiàn)出雙峰特征，1—4月水位逐漸升高，然后至6月逐漸下降，主要原因可能是農(nóng)業(yè)灌溉使水量大增，減少了入湖流量而增加了出湖流量；6—8月又升高形成第二個峰值，此后水位開始回落，11月達到最低值。

圖2 不同時段博斯騰湖月水位變化

從不同時段來看，第I時段博斯騰湖月水位變化趨勢與多年平均類似，最高水位出現(xiàn)在4月份，最低值在11月，平均水位在1 047 m以上，最高值月最低值相差僅0.21 m，該時段水位變化相對穩(wěn)定。第Ⅱ時段博斯騰湖月水位變化總體呈現(xiàn)出上升趨勢，最高水位出現(xiàn)在9月，最低值在1月，平均水位為1 046.8 m，最高值與最低值相差0.4 m。在1—12月期間，水位在1—9月持續(xù)上升，其余月份均在下降，在12月水位為1 046.86 m，相比1月高出0.23 m，說明湖泊整體處于蓄水狀態(tài)。第Ⅲ時段月水位變化整體呈現(xiàn)下降趨勢，最高水位出現(xiàn)在4月，而最低水位在12月，平均水位為1 046.5 m，相比前兩個時段，水位明顯下降。在1—12月期間，水位在1—4月上升了僅僅0.07 m，而5—12月下降了近0.5 m，說明湖泊整體處于放水狀態(tài)。

3.2 水位變化趨勢

為了進一步分析年水位變化趨勢，對年水位序列進行MK趨勢分析，分析結果見表1和圖3。MK檢驗結果顯示，檢驗值Z為-4.11，β值為0.04。當α=0.05時，Z1-α/2=1.96，而|Z|>|Z1-α/2|，表明1956—2012年博斯騰湖水位總體表現(xiàn)為顯著的下降趨勢，通過了α=0.05時的顯著性檢驗。

表1 水位Mann-Kendall 趨勢檢驗結果

由圖3可知，1956—1966年的水位變化趨勢并沒有超過顯著性水平0.05的臨界線，表明在此期間水位變化趨勢并不顯著，水位在1959年和1964年呈現(xiàn)出短暫的上升趨勢。1966年之后，水位下降的趨勢超過了顯著性水平0.05的臨界線，表明1966年后水位下降趨勢顯著，雖然在1995—2002年水位呈現(xiàn)短暫的上升趨勢，但是并沒有超過顯著性水平0.05的臨界線。水位UF線和UB線恰好在信度線之間交叉于1966年，此交叉點說明水位的下降是一種突變現(xiàn)象，突變開始的時間是1966年。

3.3 水位變化規(guī)律

采用Morlet小波對博斯騰湖1956—2010年標準化水位序列資料進行連續(xù)小波變換，從而分析其水位變化規(guī)律。從圖4可以看出，水位小波方差存在兩個峰值，表明博斯騰湖水位存在18 a和38 a的周期。從水位的小波變換系數(shù)的實部來看(圖5)，在10～30 a的時間尺度上，周期振蕩比較明顯，水位經(jīng)歷了高—低—高—低的循環(huán)變化，在其它時段則表現(xiàn)不明顯。1967年、1987年、2002年以及2010年附近振蕩表現(xiàn)強烈，其中1967年和2002年附近小波變換系數(shù)為正表明水位較高，而1987年和2010年附近小波變換系數(shù)為負，表明水位較低。水位最明顯的振蕩周期在18 a的時間尺度附近，結合小波方差的兩個峰值，說明18 a為水位變化的主周期，第二個周期為38 a。其中38 a時間尺度的周期由于水位資料序列有限難以確定，因此，需要更長的資料序列進行分析驗證。

圖3 博斯騰湖水位趨勢檢驗

圖4 博斯騰湖水位序列小波方差

圖5 博斯騰湖水位小波變換系數(shù)等值線

3.4 水位變化原因分析

3.4.1 入湖水量與水位 博斯騰湖屬于吞吐型湖泊，它既是開都河的尾閭也是孔雀河的源頭。已有的研究成果表明[16-18]，開都河徑流占博斯騰湖入湖總徑流量的85%左右，是博斯騰湖主要的補給水源，因此，開都河徑流量的增加或減少直接影響博斯騰湖水位的上升或下降。開都河的水源補給主要是以冰川融水加少量的降水補給，其流域擁有722條冰川[19]，冰雪補水占開都河多年平均徑流的44.2%。然而，隨著全球氣候變暖，新疆作為全球氣候變暖的典型地區(qū)，自1987年以來，氣候由暖干向暖濕轉(zhuǎn)換，使得山區(qū)降水量增加，加之氣溫升高，冰川消退，從而導致開都河徑流量增大。而2003年以來，氣候持續(xù)變暖導致降水量發(fā)生變化，一些中小冰川由于前期的消融而逐漸消失，最終致使開都河徑流量下降。

3.4.2 氣候變化對水位的影響 近50 a來博斯騰湖地區(qū)的年均氣溫和年降水總體上保持上升趨勢，2000年后增溫十分明顯[20-21]，是主要的升溫時期。邱輝等研究發(fā)現(xiàn)，氣溫季節(jié)性在過去的50 a發(fā)生了明顯變化[20]，主要表現(xiàn)為冬季氣溫總體上升，夏季氣溫相對穩(wěn)定，冬季與夏季溫差逐漸減小，季節(jié)性呈變?nèi)踮厔?。氣溫的異常使得區(qū)域降水也發(fā)生明顯變化，吳敬祿等研究發(fā)現(xiàn)，博斯騰湖地區(qū)1988—2010年降水量平均值與1959—1987年相比，增加了約22%；1988—2010年降水量處于近50 a來的最高值，但2000年以來降水量有下降趨勢[18]，而1987年以來，博斯騰湖水位的升高，主要反映了入湖流量的增加。劉麗梅等分析了近50 a博斯騰湖的水量收支發(fā)現(xiàn)，1958—2010年期間開都河入湖水量及降水補給量占總入湖水量的95%和5%，而湖面蒸發(fā)量與孔雀河出湖水量占總出湖水量的57%和43%[22]。由此表明，氣候變化對博斯騰湖水位的影響主要表現(xiàn)為氣溫的升高導致湖面蒸發(fā)量的上升。

3.4.3 人類活動對水位的影響 博斯騰湖水位波動變化的另一個因素是人類活動。人類活動主要包括農(nóng)田灌溉、水利工程建設等。統(tǒng)計資料顯示[18,23]，20世紀50年代，由于大量開荒造田，耕地面積不斷上漲。1949年焉耆盆地內(nèi)灌溉面積約1.0萬hm2，1958年上升到3.24萬hm2，而1972年擴大到9.8萬hm2，至2010年已達到20萬hm2以上，近60 a里灌溉面積增加了近20倍。由于耕地面積的不斷增長，灌溉引水量也隨之增加。在1949年灌溉引水量為3.0億m3，僅僅占開都河年徑流量的6%～8%。而1958—2010年灌區(qū)的引水量從8.2億m3上升到11.98億m3，占開都河流量的20%～40%，個別年份甚至高達60%以上[23]。由于引水量的不斷增加，使得開都河入湖水量減少。1960s年平均引水量為10.14億m3，到1970s增加到12.15億m3，而1990s引水量減少到9.85億m3。在1986年之后，由于當?shù)卣畬嵤┝丝茖W有效的灌溉管理措施，提高了灌溉水利用系數(shù)，使得灌溉定額明顯下降，灌溉水利用系數(shù)從1985年的0.35上升到2009年的0.56[24]。此外，水利工程也會對博斯騰湖水位產(chǎn)生影響。如1975年為了滿足孔雀河下游灌溉用水量的增加，修建了從開都河直接引水到孔雀河的解放一渠，使得入湖水量減少；1982年和2009年在博斯騰湖西南角分別建立東西揚水泵站，揚水泵的啟用增加了出湖水量，出湖/入湖流量比例從31.7%(1958—1981年)增加至50.4%(1982—2010年)[23]，表明水利工程設施對博斯騰湖水位產(chǎn)生了直接影響。

4 結 論

(1) 博斯騰湖近57 a水位變化整體波動較大，且呈現(xiàn)出下降—上升—下降的變化過程。其中1956—1987年期間水位下降了3.39 m，平均每年下降0.11 m/a；1988—2002年期間水位迅速上升，其水位上升了3.7 m，平均每年上升0.25 m/a；2003—2012年水位又再次下降了3.21 m，平均每年下降0.32 m/a。水位年內(nèi)變化曲線呈現(xiàn)出雙峰特征，1—4月水位逐漸升高，然后至6月逐漸下降；6—8月又升高形成第二個峰值，此后水位開始回落，11月達到最低值。

(2) 年水位序列Mann-Kendall趨勢分析結果顯示，1956—2012年博斯騰湖水位總體表現(xiàn)為顯著的下降趨勢，通過了α=0.05時的顯著性檢驗。

(3) 水位變化小波分析結果表明，水位存在18 a和38 a時間尺度的周期變化規(guī)律，其中在10～30 a的時間尺度上，周期振蕩比較明顯，表明年均水位存在18 a的主周期，而38 a的周期由于水位資料序列有限難以確定，因此，需要更長的資料序列進行分析驗證。

(4) 博斯騰湖水位變化是氣候和人類活動共同影響的結果。氣候變化的影響主要表現(xiàn)在氣溫的升高引起開都河徑流量的增加以及博斯騰湖湖面蒸發(fā)量的上升，而人類活動的影響主要表現(xiàn)在農(nóng)業(yè)灌溉用水量的增減以及湖泊出水量的控制。

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Investigation of the Changes in the Water Level of Bosten Lake in the Past 50 Years

GUO Mengjing1, ZHOU Xiaode1, LI Peng1, CHENG Shengdong1, CHEN Yongmin2

(1.StateKeyLaboratoryBaseofEco-HydraulicEngineeringinAridArea,Xi′anUniversityofTechnology,Xi′an710048,China; 2.XinjiangAcademyofEnvironmentalProtectionScience,Urumqi830011,China)

This paper was purposed to analyze the change characteristics of lake level in the Bosten Lake during the past 50 years. The lake is located in the arid area. In this paper, the methods of wavelet analysis and Mann-Kendall test were employed, and the data of water level from 1956 to 2012 were also used to analyze the changes of lake level. The results show that the variations of lake level can be divided into three periods, falling (1956—1987), rising(1988—2002) and falling (2003—2012). To be specific, the lake level declined by 3.39 m from 1956 to 1987. Then, it rose by 3.7 m from 1988 to 2002. Afterwards, it declined again by 3.21 m from 2003 to 2012. Based on the Mann-Kendall test, the lake level shows the significant decreasing trend with a significance test at the leve of 0.05. The primary change period of lake level was 18 a by using the Morlet wavelet analysis. In addition, there was another period of 38 a in terms of the lake level. It was difficult to determine this period due to the limitation of lake level data series. Therefore, the more data series of lake levels need to be tested and verified.

Bosten Lake; water level variation; wavelet analysis; Mann-Kendall test

2014-11-20

2015-01-06

國家重點基礎研究發(fā)展計劃(973)項目(2012CB723201);水利部公益性行業(yè)科研專項經(jīng)費項目“小流域淤地壩壩系防洪風險評價技術項目” (201201084);水利部黃土高原水土流失過程與控制重點實驗室開放課題基金(2014003,2014004)

郭夢京(1986—),男,山西運城人,博士,主要從事環(huán)境水力學及環(huán)境保護研究。E-mail:guomengjing@163.com

P343.3

1005-3409(2015)02-0052-06