氣候變化對新疆黃水溝流域徑流過程的影響

魏光輝

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)水利與土木工程學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052)

0 引言

全球氣候變化涉及自然生態(tài)系統(tǒng)和人類生產(chǎn)生活各方面，已成為世界范圍內(nèi)亟待解決的重大課題［1］.由于氣候變化必將改變河川徑流大小及其空間分布，故而開展氣候變化對河川徑流的影響研究，對于合理開發(fā)利用水資源、促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境保護(hù)具有重大意義［2］.

當(dāng)前，國內(nèi)學(xué)者對氣候變化與徑流的影響展開了大量研究工作.例如，迪麗努爾·阿吉［3］等對新疆博爾塔拉河流域氣候、徑流趨勢及突變進(jìn)行了研究，表明徑流對降水與氣溫變化的響應(yīng)較顯著;張永勇［4］等采用SWAT模型模擬了石羊河流域氣候變化對水文情勢的影響，發(fā)現(xiàn)降水和潛在蒸散發(fā)是影響徑流量的主要因素;劉彩紅［5］等建立了黃河源區(qū)徑流對氣候變化的響應(yīng)與預(yù)測模型，并根據(jù)氣候模式輸出數(shù)據(jù)，對未來流量進(jìn)行了預(yù)估;李斌［6］采用非參數(shù)M－K檢驗(yàn)及滑動(dòng)t檢驗(yàn)對洮兒河流域中上游徑流、降水及潛在蒸散發(fā)的趨勢及突變點(diǎn)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)氣候因素變化對流域水文過程的影響約占45%;李金標(biāo)［7］通過主成分分析法和回歸分析方法分析了石羊河流域氣候變化和人類活動(dòng)對出山口徑流的影響;蔣艷［8］等運(yùn)用M－K檢驗(yàn)、小波分析法和EOF分析法研究了塔里木河流域源流區(qū)歷史水文過程及區(qū)域氣候時(shí)空變化，發(fā)現(xiàn)冰川融水是徑流的主要補(bǔ)給來源，氣溫、降水量和蒸發(fā)量呈現(xiàn)增加趨勢，徑流隨氣溫和蒸發(fā)量變化較為敏感;蔡玉林［9］等采用陸地表面模型VIC水循環(huán)模式模擬了鄱陽湖流域不同情景下氣候變化對徑流的影響，結(jié)果表明鄱陽湖流域水量30年、60年、90年后將可能增加 11.7%、25.08%和 39.06%.

黃水溝位于新疆和靜縣境內(nèi)，是下游和靜縣生產(chǎn)生活的重要水源，也是博斯騰湖的主要補(bǔ)給水源.因此，開展黃水溝流域氣候變化對徑流的影響研究，對流域水資源的合理開發(fā)利用、經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展及干旱區(qū)綠洲生態(tài)保護(hù)意義重大.此外，考慮到降水和氣溫是氣候變化的主要體現(xiàn)，氣溫的作用主要是引起流域蒸發(fā)的變化，降水的作用主要是在流域下墊面上引起水量的垂向和橫向再分布.故本文選取黃水溝流域的巴侖臺(tái)氣象站1961－2013年共計(jì)53 a的逐月氣溫和降水資料，以及同期黃水溝水文站(位于巴侖臺(tái)氣象站下游約37km，黃水溝出山口處)逐月徑流資料，采用線性回歸、Mann－Kendall檢驗(yàn)及R/S法對研究區(qū)近53 a來氣溫、降水及徑流變化進(jìn)行分析，以期為流域水資源規(guī)劃利用及生態(tài)環(huán)境保護(hù)提供參考.

1 研究區(qū)概況

黃水溝位于新疆和靜縣境內(nèi)，其發(fā)源于天山中部的天格爾山南坡，為雨雪混合型河流，尾閭注入博斯騰湖.流域地理坐標(biāo)介于 42°12'～43°09'N、85°55'～86°54'E之間，海拔3600 m以上為終年積雪;海拔2000～3600 m高程為流域降雨徑流形成區(qū)，地表植被以草甸草原為主;海拔2000 m至出山口段，植被覆蓋較差.河流出山口(黃水溝水文站)以上流域面積4311 km2，河長110 km，多年平均徑流量2.87億m3(1956－2013年系列).黃水溝水文站下游約12 km為黃水溝分洪閘，分洪閘將黃水溝分為東、西兩條支流，東支注入博斯騰湖大湖，西支匯入開都河.

黃水溝是和靜縣及新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)第二師22團(tuán)、23團(tuán)國民經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主要水源，也是下游博斯騰湖水系的重要補(bǔ)給源，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境保護(hù)起著不可忽視的作用.本文采用新疆巴侖臺(tái)氣象站 (42°40'N，86°20'E，海拔1752.5 m)1961－2013年共計(jì)53 a的逐月氣溫和降水資料，以及同期黃水溝水文站(地理坐標(biāo)86°14'E，42°27'N，海拔 1320 m)逐月徑流數(shù)據(jù)，分析流域氣候變化對徑流過程的影響.

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

黃水溝流域山區(qū)代表站巴侖臺(tái)氣象站數(shù)據(jù)來自巴音郭楞蒙古自治州氣象局，時(shí)間尺度為1961－2013年.徑流數(shù)據(jù)選取同時(shí)段黃水溝出山口控制站——黃水溝水文站的各年逐月徑流量數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)來自新疆巴州水文水資源勘測局.

2.2 研究方法

2.2.1 Mann－Whitney檢驗(yàn)

在Mann－Whitney檢驗(yàn)中，設(shè)時(shí)間序列變量X=(Xl，X2，…，Xn)及子序列 Y=(X1，X2，…，Xn1)，Z=(Xn1+1，Xn1+2，…，Xn1+n2)，統(tǒng)計(jì)量 Zc 計(jì)算如下［10］:

式中:r(xt)為時(shí)間序列變量的秩;若－Z1－a/2≤Zc≤Z1－a/2，則接受原假設(shè)，認(rèn)為變量存在階段跳躍，反之則不存在;Z1－a/2為給定檢驗(yàn)水平a所對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分位數(shù)，a=0.01 時(shí)，Z1－a/2為2.57;a=0.05 時(shí)，Z1－a/2為 1.96.

2.2.2 R/S 法

R/S 法計(jì)算步驟如下［11］:

設(shè)時(shí)間序列變量x(t)，其均值序列為:

累積離差:

極差:

標(biāo)準(zhǔn)差:

Mandelbrotetal通過分析得出具有普適性的指數(shù)律:

式中:H為Hurst指數(shù)，當(dāng)H=0.5時(shí)，表明時(shí)間序列變量為相互獨(dú)立、方差有限的隨機(jī)序列;當(dāng)0＜H＜0.5時(shí)，表明時(shí)間序列變量的變化趨勢與過去相反;當(dāng)H ＞0.5時(shí)，表明時(shí)間序列的變化趨勢與過去一致［12］.

2.2.3 Mann － Kendall法

Mann－Kendall法(以下簡稱M－K法)為非參數(shù)檢驗(yàn)法，廣泛應(yīng)用于氣象、水文時(shí)間序列趨勢分析與突變檢驗(yàn)［13，14］.檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 z值計(jì)算式如下:

其中，s值計(jì)算式為:

式中:xi和xj為時(shí)間序列變量;n為時(shí)間序列長度;tp為第p個(gè)數(shù)對應(yīng)的捆綁值;z為趨勢檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，z大于零，表明時(shí)間序列呈增加趨勢，反之減小.若|z|＞z1－a/2，則認(rèn)為時(shí)間序列變量存在顯著性趨勢.

此外，M－K法可用于時(shí)間序列變量突變點(diǎn)檢驗(yàn)，詳見文獻(xiàn)［15］.

2.2.4 一元線性趨勢分析

水文氣象要素的傾向率采用一元線性回歸方程來表述，即:

式中:Yi—要素?cái)M合值;

ti—時(shí)間序列;

a0—常數(shù)項(xiàng);

b—線性趨勢項(xiàng)(即年傾向率).

3 黃水溝流域山區(qū)氣候變化特征分析

3.1 溫度變化特征

溫度累積距平曲線可以用來表征溫度的年際變化，當(dāng)距平曲線向下變化時(shí)，表示進(jìn)入降溫期，向上變化表示進(jìn)入升溫期.檢驗(yàn)黃水溝流域山區(qū)年均氣溫的突變，對于研究黃水溝徑流變化具有重要意義.黃水溝山區(qū)巴侖臺(tái)氣象站1961－2013年溫度變化、累積距平曲線及Mann－Whitney檢驗(yàn)結(jié)果分別(見圖1，見表1).

圖1 黃水溝流域山區(qū)1961－2013年溫度變化與累積距平

表1 黃水溝流域1961－2013年溫度變化Mann－Whitney檢驗(yàn)結(jié)果

由圖1可知，黃水溝流域山區(qū)溫度在1997年發(fā)生明顯的升溫躍變，并且近53 a來總體呈增長趨勢.由累積距平曲線可知(圖1(b))，山區(qū)溫度變化大致可分為2個(gè)階段:1961－1996年，該階段溫度總體偏低(累積距平曲線值持續(xù)減小)，屬于降溫期;1997－2013年，該階段溫度升高(累積距平曲線值呈現(xiàn)增加趨勢)，為升溫期，變化總體呈現(xiàn)“V”字型.

對年際溫度變化進(jìn)行Mann－Whitney檢驗(yàn)(見表 1).結(jié)果表明，統(tǒng)計(jì)量 Zc為 3.66，臨界統(tǒng)計(jì)值 Z0.01為2.57，溫度發(fā)生躍變趨勢，并達(dá)到極顯著水平.黃水溝山區(qū)1961－1996年多年平均溫度6.16℃;1997－2013年多年平均氣溫為7.58℃，比突變前升高1.42℃.整體而言，1961－2013 年溫度平均值6.61℃，年均溫度遞增率為0.0345℃/a(通過了置信度為0.05的顯著性檢驗(yàn)).

利用M－K法檢驗(yàn)分析黃水溝流域山區(qū)年均溫度突變點(diǎn)(見圖2).可知，年均溫度突變點(diǎn)只有1個(gè)(交叉點(diǎn)年份為1997年)，通過與累積距平曲線(見圖1)計(jì)算結(jié)果對比，兩者分析結(jié)果完全一致，這也從側(cè)面驗(yàn)證了M－K檢驗(yàn)的正確性.

根據(jù)M－K趨勢分析，計(jì)算得z值為2.93(z0.01=2.57)，表明年均溫度具有顯著增加趨勢，這也與一元線性回歸法分析結(jié)果相一致.

此外，根據(jù) R/S分析原理，利用式(2)～式(6)，進(jìn)行最小二乘擬合，得到黃水溝流域山區(qū)年均溫度的Hurst指數(shù)(見圖3).由圖3可知，黃水溝流域年均溫度的 Hurst指數(shù)為0.8865，大于0.5，表明年均溫度具有持續(xù)性，即在未來一段時(shí)間內(nèi)溫度仍然會(huì)持續(xù)增加.

圖2 年均溫度M－K突變點(diǎn)檢驗(yàn)

圖3 年均溫度Hurst指數(shù)

3.2 降水變化特征

按照同樣方法，對黃水溝流域山區(qū)1961－2013年降水變化特征進(jìn)行分析.山區(qū)降水變化、累積距平曲線及Mann－Whitney檢驗(yàn)結(jié)果分別(見圖4，表2).

圖4 黃水溝流域山區(qū)1961－2013年降水變化與累積距平

表2 黃水溝流域山區(qū)1961－2013年降水量變化Mann－Whitney檢驗(yàn)結(jié)果

由圖4可知，黃水溝流域山區(qū)年降水量在1989年發(fā)生明顯增加的躍變，并且近53 a來總體呈增長趨勢.由累積距平曲線可知(圖4(b))，山區(qū)年降水量變化大致可分為2個(gè)階段:1961－1988年，該階段降水量總體偏低(累積距平曲線持續(xù)減小)，屬于降水偏枯期;1989－2013年，該階段降水量增加(累積距平曲線呈現(xiàn)增加趨勢)，屬于降水偏豐期，年降水量變化總體呈現(xiàn)“V”字型.

對年降水量變化進(jìn)行Mann－Whitney檢驗(yàn)(見表1).結(jié)果表明，統(tǒng)計(jì)量Zc為3.27，大于臨界統(tǒng)計(jì)值Z0.01，降水量發(fā)生躍變，并達(dá)到極顯著水平.黃水溝山區(qū)1961－1988年多年平均降水量189.11 mm;1989－2013年多年平均降水量為232.12 mm，比突變前增加43.01 mm.整體而言，1961－2013年降水量平均值209.4 mm，遞增率為0.793 mm/a(未通過置信度為0.05的顯著性檢驗(yàn)).

M－K突變檢驗(yàn)分析表明(見圖5):年降水量突變點(diǎn)只有1個(gè)，發(fā)生在1989年，通過與累積距平曲線(圖4)計(jì)算結(jié)果對比，兩者結(jié)果一致.

根據(jù)M－K趨勢分析，計(jì)算得z值為1.84(z0.01=2.57)，表明年降水量沒有顯著增加趨勢，這與表2中計(jì)算結(jié)果相一致.

此外，根據(jù)R/S分析原理，得到黃水溝山區(qū)年降水量的Hurst指數(shù)(見圖6).由圖6可知，黃水溝山區(qū)年降水量的 Hurst指數(shù)為0.6792，大于0.5，表明年降水量具有持續(xù)性，即在未來一段時(shí)間內(nèi)降水量仍然會(huì)持續(xù)增加.

4 黃水溝年徑流變化特征分析

黃水溝水文站1961－2013年徑流量變化、累積距平曲線及Mann－Whitney檢驗(yàn)結(jié)果分別(見圖7，表3).

圖5 年降水量M－K突變點(diǎn)檢驗(yàn)

圖6 年降水量Hurst指數(shù)

圖7 黃水溝1961－2013年徑流變化與累積距平

表3 黃水溝1961－2013年徑流變化Mann－Whitney檢驗(yàn)結(jié)果

由圖7可知，黃水溝年徑流量在1996年發(fā)生突變，并且近53 a來徑流總體呈增長趨勢.由累積距平曲線可知(圖7(b))，徑流量變化大致可分為2個(gè)階段:1961－1995年，該階段徑流量總體偏少(累積距平曲線值持續(xù)減小)，屬于枯水期;1996－2013年，該階段徑流量總體偏多(累積距平曲線值呈現(xiàn)增加趨勢)，屬于豐水期，徑流變化大體呈現(xiàn)“V”字型.

此外，對黃水溝水文站年徑流進(jìn)行Mann－Whitney檢驗(yàn)(見表3).結(jié)果表明，統(tǒng)計(jì)量 Zc為3.63，大于臨界值 Z0.01=2.57，年徑流發(fā)生躍變趨勢，并達(dá)到極顯著水平.黃水溝1961－1995年平均徑流2.522 億 m3，變異系數(shù) 0.215.1996 －2013 年多年平均徑流量為3.555億m3，比躍變前增加1.033億m3，變異系數(shù)0.386.就整體而言，1961－2013年徑流平均值為2.873億m ，遞增率為0.0188億m/a，變異系數(shù)0.357，徑流量年際變化較大，究其原因，主要是因?yàn)辄S水溝徑流補(bǔ)給以山區(qū)降水為主.

利用M－K法檢驗(yàn)黃水溝年徑流突變點(diǎn)(見圖8).由該圖可知，年徑流量M－K檢驗(yàn)突變點(diǎn)只有1個(gè)(交叉點(diǎn)年份為1996年)，這與累積距平曲線(圖7)計(jì)算結(jié)果一致.

根據(jù)M－K趨勢分析，計(jì)算得統(tǒng)計(jì)量z值為2.35(z0.01=2.57，z0，05=1.96)，表明年徑流量具有顯著增加趨勢，這與表3計(jì)算結(jié)果相一Z致.

根據(jù)R/S分析原理，得到黃水溝水文站年徑流的Hurst指數(shù)(見圖9).由該圖可知，年徑流的Hurst指數(shù)為 0.6533，大于 0.5，表明年徑流具有持續(xù)性，即在未來一段時(shí)間內(nèi)徑流仍然會(huì)持續(xù)增加.

圖8 年徑流量M－K突變點(diǎn)檢驗(yàn)

圖9 年徑流量Hurst指數(shù)

5 黃水溝徑流變化對氣候的響應(yīng)

5.1 氣候變化與徑流的關(guān)系

根據(jù)巴侖臺(tái)氣象站1961－2013年的年均氣溫、降水量以及同期黃水溝水文站年徑流資料，對氣候因素與徑流進(jìn)行相關(guān)分析(見表4).

表4 徑流與各氣候因素的相關(guān)性

由于各氣候因素與徑流間的關(guān)系較為復(fù)雜，單個(gè)氣候因素與徑流間存在不同程度的簡單相關(guān)關(guān)系，但這種相關(guān)關(guān)系又包含有其他氣候因素的影響.因此，可以采用偏相關(guān)分析法解決該問題.偏相關(guān)分析就是固定其他變量不變，而研究某兩個(gè)變量間相關(guān)性的統(tǒng)計(jì)分析方法，通常用偏相關(guān)系數(shù)來表示兩個(gè)變量偏相關(guān)的性質(zhì)與程度［16］.因此，由表4可知，降水量對徑流的影響最大(偏相關(guān)系數(shù)r=0.7673)，溫度影響較小(偏相關(guān)系數(shù) r=0.4353)，上述2因素均通過了顯著性為0.01的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，表明均是影響徑流的主要?dú)夂蛞蛩?

5.2 徑流對氣候變化的響應(yīng)

為表征溫度與降水量對黃水溝徑流的綜合影響，采用偏最小二乘回歸方程［17］對上述變量進(jìn)行量化分析，結(jié)果見下式:

式中:Q—年徑流量，億m3;

t—年均氣溫，℃;

R—年降水量，mm.

經(jīng)檢驗(yàn)，回歸方程相關(guān)系數(shù)為 0.802，F(xiàn)=12.57，通過顯著性水平為0.01的檢驗(yàn)，說明方程及各因素的方程貢獻(xiàn)是顯著的.圖10為實(shí)測值與模擬值的對比曲線，多數(shù)年份擬合很好，模型平均相對誤差為10.66%(最大相對誤差31.92%，最小相對誤差0.21%)，表明該方程用于研究區(qū)年徑流的預(yù)測具有較高可信度.同時(shí)也說明黃水溝山區(qū)氣候變化是徑流變化的主要驅(qū)動(dòng)力.

圖10 黃水溝年徑流量實(shí)測值與模擬值對比

根據(jù)所建的偏最小二乘回歸模型，將黃水溝流域溫度與降水量的多年平均值，代入回歸方程，求得此時(shí)黃水溝徑流量，在此基礎(chǔ)上，計(jì)算得到不同氣候因子對徑流的敏感性:降水量不變，溫度增加1℃時(shí)，黃水溝徑流增加12.8%;溫度不變，降水量增加10%，此時(shí)徑流增加4.5%，這說明徑流對流域氣溫與降水量變化的響應(yīng)均較為顯著.

6 討論

(1)本文對于氣候因素的分析，僅考慮了溫度與降水量這2個(gè)因素的影響，實(shí)際上徑流變化也會(huì)受到流域蒸散發(fā)量、下墊面狀況(土地利用類型與植被覆蓋情況)等因素的影響，在今后的研究中，應(yīng)當(dāng)結(jié)合氣象資料與衛(wèi)星影像資料，將流域蒸散發(fā)與下墊面因素引入研究，以提高分析的準(zhǔn)確性.

(2)由于黃水溝徑流是下游和靜縣社會(huì)生產(chǎn)、生活及生態(tài)環(huán)境用水的重要水源，下一步應(yīng)加強(qiáng)未來氣候變化下的水資源預(yù)測及水資源供需分析.

7 結(jié)論

本文利用黃水溝山區(qū)巴侖臺(tái)氣象站1961－2013年逐月氣溫與降水量資料以及同期出山口水文站逐月徑流資料，進(jìn)行氣候、徑流的趨勢分析及突變檢驗(yàn)，并探討其響應(yīng)關(guān)系，得到如下結(jié)論:

(1)黃水溝流域年均溫度在1997年產(chǎn)生極顯著突變，這與年均溫度累積距平曲線及M－K法分析結(jié)果完全一致;突變后時(shí)段內(nèi)年均氣溫顯著高于突變前年均氣溫;近53年來，年均溫度具有顯著增加趨勢，傾向率為0.0345℃/a;年均溫度Hurst指數(shù)H為0.8865，大于0.5，表明未來一段時(shí)間內(nèi)仍將持續(xù)增加.

(2)黃水溝山區(qū)年降水量在1989年產(chǎn)生極顯著突變;突變后時(shí)段內(nèi)年降水量顯著高于突變前時(shí)段內(nèi)年降水量;近53年來，年降水量無顯著增加趨勢，傾向率為0.793 mm/a;年降水量Hurst指數(shù) H為0.6792，大于 0.5，表明未來一段時(shí)間內(nèi)仍將持續(xù)增加.

(3)黃水溝年徑流在1996年產(chǎn)生極顯著突變;突變后時(shí)段內(nèi)年均徑流顯著高于突變前時(shí)段內(nèi)年均徑流;近53年來，年徑流具有顯著增加趨勢，傾向率為0.0188 億 m3/a;年徑流 Hurst指數(shù) H 為0.6533，大于0.5，表明未來一段時(shí)間內(nèi)仍將持續(xù)增加.

(4)偏相關(guān)分析結(jié)果表明，降水量對徑流的影響最大(偏相關(guān)系數(shù)r=0.7673)，溫度影響較小(偏相關(guān)系數(shù)r=0.4353)，上述2因素均通過了顯著性為0.01的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，表明均是影響徑流的主要?dú)夂蛞蛩?

(5)徑流敏感性分析表明，降水量不變，溫度增加1℃時(shí)，黃水溝徑流將增加12.8%;當(dāng)溫度不變，降水量增加10%時(shí)，徑流量將增加4.5%;這說明徑流對流域氣溫與降水量變化的響應(yīng)均較為顯著.

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