南水北調中線調水對漢江中下游水文情勢的影響

朱燁 李杰 潘紅忠

摘要：2014年12月12日南水北調中線工程正式通水，調水對漢江中下游的影響逐漸顯現(xiàn)。為更好地研究上游調水對漢江中下游的影響，對調水前后漢江中下游的水文情勢進行了分析?；邳S家港、皇莊、仙桃站1990～2016年流量數(shù)據，分別計算了調水前后上述3個河段流量特征值的變化，并運用Mann-Kendall非參數(shù)檢驗法進行趨勢檢驗和突變檢驗。結果顯示：調水后，各種歷時的年平均流量和豐枯率均呈下降趨勢，年平均流量在2014年由于調水發(fā)生突變;調水后徑流年內分配趨于均勻化（徑流年內不均勻系數(shù)、集中度相對變化幅度變?。Ｄ纤闭{中線工程調水對漢江中下游水文情勢有明顯影響，有關部門應采取相應的措施。

關?鍵?詞：水文情勢; 特征值; 年內分配; 漢江中下游; 南水北調中線工程

中圖法分類號： TV67?文獻標志碼： ADOI：10.16232/j.cnki.1001-4179.2019.01.015

南水北調工程是實施我國水資源優(yōu)化配置，解決區(qū)域缺水問題的跨世紀重大戰(zhàn)略工程。工程于2003年9月正式啟動，2014年12月正式通水。該工程的實施對促進我國華北地區(qū)經濟社會和生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

南水北調中線工程從丹江口水庫陶岔閘引水，近期年調水量95億m3，遠期年調水量130億m3。為此，丹江口大壩在原來基礎上加高，壩頂高程由 162 m 提高至 176.6 m，正常蓄水位由157 m提高至 170 m，總庫容達到290.5億m3，由年調節(jié)水庫變?yōu)椴煌耆嗄暾{節(jié)水庫。調水后，丹江口水庫的下泄水量大幅減少，從而對漢江中下游生態(tài)環(huán)境產生重大影響。一些專家學者從不同角度對調水產生的影響進行了預測分析，如2000年，張家玉等[1]對生態(tài)環(huán)境影響進行了研究;2004年，謝平等[2]對水華的影響進行了研究并提出解決對策;2005年，陳君[3]對水質影響進行了研究。2009年，肖嬋等[4]以仙桃河段為主要研究對象預測分析了南水北調中線工程對漢江中下游水文情勢的影響。本文采用黃家港、皇莊、仙桃3站的實測數(shù)據，分析南水北調中線工程調水前后漢江中下游水文情勢變化情況。

1?研究區(qū)概況

漢江中下游干流主要水文站點如圖1所示，包括黃家港、襄陽、皇莊、沙洋、潛江、仙桃等。本文選取黃家港、皇莊、仙桃站分別作為漢江中下游上、中、下河段的代表站并對這3個站點進行研究。黃家港水文站位于丹江口壩下6.19 km，集水面積95 217 km2;皇莊站水位觀測始于1932年6月，1933年5月增加流量、含沙量測驗，1936年9月斷面上遷18 km至碾盤山，設立碾盤山水文站，1973年4月又下遷18 km回皇莊，觀測至今。碾盤山、皇莊水文站集水面積分別為140 340 km2和142 056 km2，上距丹江口大壩分別為223 km和241 km。仙桃水文站距漢江河口157 km，為漢江下游在東荊河分流后的水情基本控制站。

2?水文情勢變化分析

2.1?Mann-kendall非參數(shù)檢驗法

2.1.1?方法原理

Mann-Kendall檢驗法最初由M.G.Kendall 和H.B.Mann提出，起初該方法只能用于檢驗數(shù)據序列的變化趨勢，通過不斷改進完善后，可對數(shù)據序列是否發(fā)生突變進行檢驗。Mann-Kendall檢驗法屬于一種非參數(shù)檢驗法。非參數(shù)檢驗法又被人們稱作無分布檢驗，它的優(yōu)點是：樣本不用遵從一定的分布條件，也不會被少數(shù)異常值干擾，更加適合類型變量和順序變量，并且計算也比較簡單。

（1） 趨勢檢驗。在M-K非參數(shù)檢驗中，原假設H0為時間序列數(shù)據（x1，x2，x3，x4，…，xn），是n個獨立的、隨機變量同分布的樣本;備擇假設H1是雙邊檢驗，對于所有的k，i小于等于n，且k不等于i，xk和xi的分布是不相同的，定義統(tǒng)計變量S

S=n-1k=1sign（xi-xk）（1）

式中，sign（）為符號函數(shù)，當xi-xk小于0時，sign（xi-xk）等于-1;當xi-xk等于0時，sign（xi-xk）等于0;當xi-xk大于0時，sign（xi-xk）等于1;S為正態(tài)分布，其均值為0，方差Var （S）=n（n-1）（2n+5）/18。

Mann-Kendall統(tǒng)計量公式S大于、等于、小于0時分別為：

Z=（S-1）/n （n-1）（2n+5）/18?S>0?Z=0S=0?Z=（S+1）/n （n-1）（2n+5）/18?S<0（2）

在雙邊趨勢檢驗中，對于給定的置信水平α，如果Z的絕對值大于等于Z?1-α/2?，則原假設H0是不可接受的，也就是在α置信水平上，時間數(shù)據序列存在顯著的上升或下降的趨勢。當統(tǒng)計變量Z大于0時，為增加趨勢;當Z小于0時，則為減少趨勢;當Z的絕對值大于等于1.28，1.64和0.232時， 表示分別通過了信度90%，95%，99%的顯著性檢驗。

（2）突變檢驗。設水文序列為x1，x2，…，xn，Si為第i個樣本xi> xj（1≤j≤i）的累計數(shù)，定義統(tǒng)計變量為：

Si=ri（3）

ri=1?xi>xj?j=1，2，…，I; j=1，2，…nri=0?xi≤xj?j=1，2，…，I; j=1，2，…n （4）

假設時間序列是隨機假定的，?Si?均值和方差分別為：

E （Si） =j （j-1）/4（5）

Var（Si） =j（j-1） （2j+5）/721≤j≤n （6）

標準化后得到：

UF1= Si-E（Si）Var（Si）（7）

式中，UF1=0，在給定的顯著性水平α中，如果│UFi│大于│UFα│，就表明數(shù)據序列存在顯著的變化趨勢。在反序列中同樣引用這種方法，得出UF′i

UBi=-UF′i，i′=n+1-Ii，I′=1，2，…，n（8）

如果UFi的值大于0，那么表明數(shù)據序列呈增加趨勢;如果UFi的值小于0，則表明數(shù)據序列呈減小趨勢。如果UFi和UBi兩條曲線出現(xiàn)交點，那么交點對應的時間就是突變開始的時刻。

2.1.2?結果分析

（1） 趨勢檢驗。由于Mann-Kendall非參數(shù)檢驗法要求數(shù)據序列大于10，本文將1990～2016年數(shù)據分為1990～2013年和1990～2016年兩部分，根據這兩部分的變化趨勢，可以分析得出2013～2016年數(shù)據變化趨勢，即調水對黃家港、皇莊、仙桃3個站點年平均流量的影響。表1為運用Mann-Kendall非參數(shù)檢驗法分別對皇家港、皇莊、仙桃站1990～2013年和1990～2016年的年平均流量序列分析所得的結果匯總（感謝長江水利委員會水文局提供的實測水文數(shù)據）。由表1可知，黃家港站1990～2013年和1990～2016年Z值均大于0，但1990～2013年Z值通過了90%的顯著性檢驗，為顯著上升趨勢，遠大于1990～2016年Z值，表明加上調水后3a年平均流量數(shù)據，黃家港年平均流量上升趨勢大幅下降，說明調水后年平均流量與之前相比呈下降趨勢;皇莊和仙桃站1990～2013年Z值大于0，呈上升趨勢，1990～2016年Z值卻小于0，呈下降趨勢，同樣表明調水后年平均流量與之前相比呈下降趨勢。

（2） 突變檢驗。根據Mann-Kendall突變原理，對黃家港、皇莊、仙桃站1990～2016年年平均流量數(shù)據進行突變檢驗。圖2 （a）～（c）為用專業(yè)數(shù)據分析軟件（DPS軟件）分析得出的Mann-Kendall突變檢驗曲線。由圖可知，3個站點的突變檢驗曲線都呈現(xiàn)相似分布，Uf，UB曲線交點都出現(xiàn)在2003年和2014年附近，表明漢江干流黃家港、皇莊、仙桃站1990～2016年流量在2003年和2014年附近發(fā)生突變。筆者認為2003年附近年平均流量發(fā)生突變是因為2003年為一個氣候周期節(jié)點，2003年后則開始另一個氣候的周期; 而

2014年附近年平均流量發(fā)生突變是由于2014年南水北調中線工程正式調水。

2.2?流量特征值變化

將1990～2013年作為調水前，2014～2016年作為調水后，分別計算3個站調水前和調水后的流量特征值和徑流年內分配，并對比分析其變化，進而評價調水工程對漢江中下游水文情勢的影響。

2.2.1?年平均流量變化

圖3 （a）～（c）分別為黃家港、皇莊、仙桃站年平均流量過程線。由圖可以明顯看出，調水后年平均流量低于調水前年平均流量，黃家港站2016年年平均流量達到1990～2016年歷史最低。南水北調中線工程調水對多年平均流量的影響見表2。由表2可知，黃家港、皇莊、仙桃站調水后多年平均流量與調水前多年平均流量相比大幅度下降，下降率分別為37%，23%，31%，與Mann-kendall非參數(shù)檢驗法趨勢分析結果相同。

2.2.2?枯期、汛期和平水期流量的變化

南水北調中線工程調水對多年平均汛期（6～9月）、枯期（1～3月，12月）、平水期（4，5，10，11月）流量以及豐枯率的影響見表2。由表2可知，調水后多年平均汛期、枯期、平水期流量和豐枯率（平均流量與枯期平均流量的比值）均減小。調水后豐枯率的減小說明汛期和非汛期平均流量差值減小，即流量峰谷差變小。

2.2.3?徑流年內分配變化

（1） 不均勻系數(shù)。徑流年內分配不均勻系數(shù)Cv是反映河川徑流年內分配不均勻性的一個指標。不均勻系數(shù)Cv越大，表明徑流年內分配越不均勻，反之，Cv越小，表明各月徑流量相差越小，徑流年內分配越均勻。

徑流年內分配不均勻系數(shù)Cv的計算公式為

Cv=/R（9）

其中：= 12i=1（Ri-R）2;R=1/1212i=1Ri

式中，Ri為第i個月的徑流量;R為年內月平均徑流量。

（2） 集中度和集中期。月徑流量計算的集中度比徑流年內不均勻系數(shù)有更高的分辨能力和敏感性，徑流集中度、集中期能夠充分定量地表征徑流在年內分配的非均勻性[5]。

集中度和集中期的計算是將各月徑流量作為向量，月徑流量的大小為該月徑流矢量的模，即向量的長度，所處的月份為徑流矢量的方向，并用圓周360°來表示。把1月份徑流向量所在位置定為0°，則1月到12月每月的方位角分別為0°，30°，60°，… ，330°[6]。把每個月的徑流量分解為x和y兩個方向上的分量，則x和y方向上的向量合成分別為

Rx=12i=1Ricosαi

Ry=12i=1Risinαi（10）

則徑流可合成為：

RT=R2x+R2y（11）

式中，Rx和Ry分別為12個月的分量之和所構成的水平、垂直分量，Ri為第i月的徑流量，αi為第i月徑流的矢量角度，i= 1，2，3，… ，12。

集中期（Runoff concentration period，?P?）可表述為：

P=tan?-1?（Rx/Ry）（12）

集中度（Runoff concentration degree，?D?） 可表述為：

D=RT/R?year?（13）

式中，R?year?為年徑流量，R?year=12i=1Ri。

當徑流量在某一月內集中時，則它們合成向量的模與年徑流總量之比為1，即集中度D為最大值，表明年內徑流分配不均勻;如果每個月的徑流量都相等，則它們各個分量累加后為0，即集中度D為最小值，表明年內徑流分配十分均勻。也就是說，D值越大，年內徑流量分配越不均勻，反之，D值越小，年內徑流分配越均勻。集中期P值則表示1a中最大徑流量出現(xiàn)時間。

（3）徑流變化幅度。徑流變化幅度的大小對于水利調節(jié)和水生生物的生長繁殖都有重要的影響。變化幅度過大，水資源的開發(fā)利用難度相應增加，水利調節(jié)的力度就必須相應地加強。另一方面，河川徑流形勢適當?shù)淖兓仁且恍┧镏匾纳鏃l件，過于平穩(wěn)或者過于激烈的變化則可能導致水生生物生境的破壞，威脅生態(tài)安全[7]。

徑流變化幅度Cm計算公式如下：

Cm=R?max/R?min（14）

式中，R?max為年內最大月徑流量，R?min為年內月最小徑流量。

表3為由上述計算方法計算得出的不均勻系數(shù)、集中期、集中度，徑流變化幅度的結果分析表。由表3可知，從不均勻系數(shù)看，黃家港、皇莊、仙桃3個站點不均勻系數(shù)在調水后均下降，表明調水后徑流年內分配趨于均勻;從徑流年內分配集中度看，黃家港、皇莊、仙桃3個站點調水后集中度均下降，同樣表明徑流年內分配調水后趨于均勻;從集中期看，根據集中期計算方法，從1～12月每月的方位角α分別為0，30，60， …，360°可知，黃家港、皇莊、仙桃3個站點的集中期均在8月;從徑流變化幅度來看，黃家港、皇莊、仙桃3個站點徑流變化幅度均變小，該結果驗證了上述兩種方法的分析結果，同樣表明徑流年內分配在調水后變均勻。

3?結 論

南水北調中線工程調水后會對漢江中下游地區(qū)產生顯著影響。本文基于黃家港、皇莊、仙桃站的多年實測流量數(shù)據，采用Mann-Kendall檢驗以及徑流年內不均勻系數(shù)、集中度等統(tǒng)計方法和參數(shù)，對調水前后漢江中下游的水文情勢進行了量化分析，主要結論如下。

（1） Mann-Kendall突變檢驗發(fā)現(xiàn)，1990～2016年黃家港、皇莊、仙桃3站年平均流量序列均在2014年附近發(fā)生突變，分析認為主要是由中線調水引起的。

（2） 中線調水后，各種歷時的平均流量（年平均、枯期、汛期、平水期）均變小，表明漢江中下游的可用水資源量減少，在不采取其他工程或非工程措施的情況下，可能會對漢江中下游的生態(tài)環(huán)境以及經濟發(fā)展等產生不利影響。

（3） 中線調水后，漢江中下游豐枯率變小。調水后漢江中下游徑流年內分配趨于均勻化。黃家港、皇莊、仙桃站徑流年內分配除集中期不變，不均勻系數(shù)、集中度、徑流變化幅度均變小。

由于中線調水到目前為止時間序列較少，本文僅為調水對漢江中下游水文情勢影響的初步研究，隨著時間序列的增加，會對此進行更深入的研究。

參考文獻：

[1]張家玉，李春生，馬榮輝，等.南水北調中線工程對漢江中下游生態(tài)環(huán)境影響研究[J].環(huán)境科學與技術，2000（S1）：1～32，89.

[2]謝平，夏軍，竇明，等.南水北調中線工程對漢江中下游水華的影響及對策研究（Ⅰ）—漢江水華發(fā)生的關鍵因子分析[J].自然資源學報，2004，19（4）：418-423.

[3]陳君.南水北調中線工程對漢江中下游的水質影響[D].武漢：武漢大學， 2005.

[4]肖嬋，謝平，唐濤，等.南水北調中線工程對漢江中下游的水文情勢影響分析[J].水文，2009， 29（1）：26-29.

[5]劉賢趙，李嘉竹，宿慶，等.基于集中度與集中期的徑流年內分配研究[J].地理科學，2007，27（6）：791-795.

[6]湯奇成，程天文，李秀云.中國河川月徑流的集中度和集中期的初步研究[J].地理學報， 1982（4）：383-393.

[7]丁晶，劉國東.日流量過程分維估計[J].四川水力發(fā)電，1999，18（4）：74-100.

[8]楊遠東.河川徑流年內分配的計算方法[J].地理學報，1984，39（2）：218-227.

[9]Acques Bair，Serge Dubuc.Fractal geometry and analysis[M].Boston：Kluwer Academic Publisher，1991：221-254.

[10]鄭紅星，劉昌明.黃河源區(qū)徑流年內分配變化規(guī)律分析[J].地理科學進展，2003，22（6）：585-590.

[11]ACDisalvo.Climatic and stream -flow controls on tree growth inWestern Montane Riparian Forest[J].Environment Management，2002，30（5）：678- 691.

[12]燕華云，楊貴林，汪青春.長江源區(qū)徑流年內分配時程變化規(guī)律分析[J].冰川凍土，2006，28（4）：526-529.

[13]劉德林，劉賢趙，李嘉竹，等.膠東山丘區(qū)典型流域徑流年內分配特征量化研究[J].山地學報，2001，25（3）：295-301.

[14]Mioklin P P.Environmental factors in soviet interbasin water transfer policy[J].Environmental Management，2005，2（6）： 567-580.

引用本文：朱?燁，李?杰，潘紅忠.南水北調中線調水對漢江中下游水文情勢的影響[J].人民長江，2019，50（1）：79-83.

Influence of Middle Route Project of South-to-North WaterDiversion on hydrological regime in middle and lower reaches of Hanjiang River

ZHU Ye1，LI jie2，PAN Hongzhong?1，2

（1.College of Resources and Environment， Yangtze University， Wuhan 430100， China;2. The International Water Ecological Research Institute， Yangtze University， Wuhan 430100， China）

Abstract：On December12， 2014， Middle-Route Project of South-to-North Water Diversion was formally put into operation， and since then， the influence of water diversion on the hydrological regime of the middle and lower reaches of the Hanjiang River has appeared gradually. In order to better research the water diversion influence， this paper uses the flow data at Huangjiagang， Huangzhuang and Xiantao Hdrological stations from 1990 to 2016 to analyze the change of characteristic discharge in the middle and lower reaches of the Hanjiang river before and after water diversion and use Mann-Kendall nonparametric test to conduct trend test and mutation test. The results indicate that the average annual flows and dry-wet rates for different periods show a decline trend， the annual flow mutation is in 2014; the annual runoff distribution become more uniform （the annual runoff concentration and relative variation rate become smaller）. It is shown that water diversion has obvious influence on the hydrological regimes of the middle and lower reaches of the Hanjiang River and related departments should take corresponding measures.

Key words：?hydrological regimes; characteristic value; inner-annual runoff distribution; middle and lower reaches of Hanjiang River; Middle-Route Project of South-to-North Water Diversion