考慮融雪洪水跳躍變異的水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)復(fù)核

陳伏龍,李紹飛,馮 平,何新林,龍愛華,4

(1.石河子大學(xué)水利建筑工程學(xué)院,新疆 石河子 832000; 2.天津大學(xué)水利工程仿真與安全國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,天津 300072; 3.天津農(nóng)學(xué)院水利工程學(xué)院,天津 300384; 4.中國(guó)水利水電科學(xué)研究院流域水循環(huán)模擬與調(diào)控國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,北京 100038)

近年來,隨著人類活動(dòng)對(duì)氣候變化的不斷影響,極端水文事件頻頻發(fā)生[1],多流域水文序列己經(jīng)發(fā)生了明顯的變化,使得洪水序列不再滿足一致性假定[2]。利用傳統(tǒng)水文頻率分析已不能完全作為現(xiàn)如今水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率的計(jì)算依據(jù)。因此,對(duì)水文非一致性序列的檢驗(yàn)顯得尤為重要。

水文序列變異的診斷問題是判斷其是否為非一致性的首要條件。變異性檢驗(yàn)的方法眾多,不同方法得到的檢驗(yàn)結(jié)果通常存在著差異,但總的來說,均是圍繞著趨勢(shì)性、跳躍性和周期性3個(gè)方面進(jìn)行。2007年雷紅富等[3]對(duì)趨勢(shì)性和跳躍性成分檢驗(yàn)方法的性能進(jìn)行了比較研究;謝平等[4]在原先提出的綜合診斷方法基礎(chǔ)上發(fā)展了綜合診斷系統(tǒng)。目前針對(duì)趨勢(shì)和跳躍的診斷方法中,非參數(shù)法應(yīng)用的較為成功,如Mann-Kendall[5-6]、Spearman[5,7]秩次相關(guān)檢驗(yàn)法和貝葉斯方法[7]。為了保證水文序列頻率分析的可靠性、代表性、一致性條件,研究工作者對(duì)水文非一致性分析做了大量的工作,既包括混合分布模型[7]、時(shí)變矩模型[8-9]、廣義可加模型(GAMLSS)[10]等直接方法,也包括基于“分解-合成”理論的間接方法。Montanari等[11]明確指出了變化并不意味著非一致性,而一致性序列也不是一個(gè)一成不變的過程。因此,水文序列的非一致性并不能簡(jiǎn)單地根據(jù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果得出,還需要一個(gè)明確的水文過程變化來進(jìn)行驗(yàn)證。

在西北干旱山區(qū)融雪洪水是河川徑流的主要來源,能很好地解決山區(qū)中下游綠洲生態(tài)系統(tǒng)的用水問題,但同時(shí)融雪洪水也同樣存在安全風(fēng)險(xiǎn)。研究表明融雪洪水形成機(jī)理、發(fā)生發(fā)展過程與其他類型洪水相比,具有出現(xiàn)時(shí)間規(guī)律性強(qiáng)、洪峰寬廣、量級(jí)相差大等特點(diǎn),此研究結(jié)果為水庫(kù)防洪渡汛提供了重要依據(jù)[12]。如果水文時(shí)間序列發(fā)生了變異,多數(shù)情況下水庫(kù)對(duì)融雪洪水的汛期防洪調(diào)度也要進(jìn)行調(diào)整,因此,對(duì)水庫(kù)進(jìn)行防洪極限風(fēng)險(xiǎn)復(fù)核分析就顯得尤為重要。自20世紀(jì)50年代以來,我國(guó)對(duì)水庫(kù)防洪調(diào)度的風(fēng)險(xiǎn)研究做了大量的工作。黃強(qiáng)等[13]采用定量分析方法中的馬爾柯夫、概率統(tǒng)計(jì)、模糊數(shù)學(xué)風(fēng)險(xiǎn)分析方法對(duì)水庫(kù)調(diào)度的風(fēng)險(xiǎn)問題進(jìn)行了計(jì)算分析;熊明[14]根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)計(jì)算的方法、原則及其適用性條件,利用隨機(jī)模擬方法解決了人類活動(dòng)影響下的概率分布問題;馮平等[15]采用模糊綜合評(píng)價(jià)方法確定了合理的動(dòng)態(tài)汛限水位,并提出了調(diào)整汛限水位的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。在水庫(kù)防洪調(diào)度的風(fēng)險(xiǎn)分析過程中,刁艷芳等[16]同時(shí)考慮了水文、水力、調(diào)度滯時(shí)和水位庫(kù)容4種不確定性因素,基于拉丁超立方體抽樣的蒙特卡羅模擬方法,建立了水庫(kù)防洪調(diào)度風(fēng)險(xiǎn)分析模型,大大提高了風(fēng)險(xiǎn)分析模型的分析精度。在考慮氣候因素及人類活動(dòng)對(duì)徑流過程影響的基礎(chǔ)上,郭生練等[17]對(duì)新安江三水源產(chǎn)流模型及納西地下線性水庫(kù)匯流模型提出了新的洪水預(yù)報(bào)方案,從而顯著地提高洪水預(yù)報(bào)精度;曹明亮[18]對(duì)SWAT模型進(jìn)行了改進(jìn),提高了模型在變化環(huán)境下的準(zhǔn)確性;黃凱等[19]采用水文變異診斷系統(tǒng),對(duì)比分析了過去條件下、現(xiàn)在條件下的極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率,從而進(jìn)一步提高了環(huán)境影響下的預(yù)報(bào)精度。盡管水利研究工作者從不同的視角分析探討了水庫(kù)防洪調(diào)度的風(fēng)險(xiǎn)問題,同時(shí)取得了相對(duì)豐富的研究成果。但是對(duì)于變化條件下融雪洪水跳躍變異的水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)問題還有待解決。本文以瑪納斯河肯斯瓦特水庫(kù)控制流域?yàn)檠芯繉?duì)象,對(duì)此問題進(jìn)行分析闡述,可為已建水庫(kù)工程的防洪復(fù)核和未建水庫(kù)工程的防洪規(guī)劃提供科學(xué)指導(dǎo)依據(jù)。

1 研究區(qū)概況

瑪納斯河發(fā)源于天山北坡的依連哈比爾尕山,流域內(nèi)地勢(shì)由東南向西北傾斜,最高海拔5 442.5 m,最低海拔256 m,流向由南向北,是準(zhǔn)噶爾盆地南緣最大的一條融雪型山溪河流,干流全長(zhǎng)324 km(河源至小拐),河流從源頭到出山口一帶的長(zhǎng)度為160 km。海拔3 600 m以上為終年積雪覆蓋,有現(xiàn)代冰川分布,冰川面積608.25 km2,是各條河流的主要補(bǔ)給源?，敿{斯河在中山和前山區(qū)匯合了眾多支流,流向東北,沿程有花牛溝、韭菜薩依、吉蘭德、回回溝、希喀特薩依、哈熊溝、蘆草溝、大(小)白楊溝、清水河等支流,均在肯斯瓦特水文站以上匯入干流?？纤雇咛厮恼臼乾敿{斯河干、支流匯合后的出山口控制站,海拔約910 m,控制流域面積為4 637 km2,多年平均徑流量12.21億m3。徑流補(bǔ)給具有顯著的垂直地帶性,冰雪融水對(duì)河流的補(bǔ)給可以占到徑流量的35.3%?？纤雇咛厮畮?kù)具有防洪、灌溉、發(fā)電等綜合利用功能。水庫(kù)正常蓄水位990 m,最大壩高129.4 m,總庫(kù)容1.88億m3,控制灌溉面積21.09萬hm2,屬于大(2)型工程。水庫(kù)設(shè)計(jì)洪水標(biāo)準(zhǔn)為500年一遇,相應(yīng)的洪峰流量為2 382 m3/s;校核洪水標(biāo)準(zhǔn)為5 000年一遇,相應(yīng)的洪峰流量為3 601 m3/s;下游防洪保護(hù)標(biāo)準(zhǔn)為50年一遇,相應(yīng)的洪峰流量為1 249 m3/s。

2 融雪洪水特征序列非一致性檢驗(yàn)

2.1 序列變異點(diǎn)檢驗(yàn)

Pettitt非參數(shù)檢驗(yàn)法最早由Pettitt[20]提出,并將其應(yīng)用到變異點(diǎn)的檢驗(yàn)。該方法對(duì)異常值不敏感,可以通過近似極限分布來計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)P值[21]。通常將所研究的水文時(shí)間序列存在趨勢(shì)性變化作為假設(shè)前提,并通過檢驗(yàn)水文x時(shí)間序列要素均值變化的時(shí)間,來確定水文時(shí)間序列的變異時(shí)間。此方法采用Mann-Whitney統(tǒng)計(jì)量Ut,n來檢驗(yàn)同一個(gè)總體x(t)的2個(gè)樣本,其統(tǒng)計(jì)量Ut,n公式為

(1)

式中:n為樣本長(zhǎng)度。

Pettitt非參數(shù)檢驗(yàn)的零假設(shè)表示水文時(shí)間序列無變異點(diǎn),滿足同一分布;非零假設(shè)表示水文時(shí)間序列存在變異點(diǎn)t,t前后兩個(gè)子序列服從不同的分布規(guī)律。一般通過統(tǒng)計(jì)量Kn及相關(guān)概率P來判斷水文時(shí)間序列是否變異,并確定其變異點(diǎn)的位置,其公式為

(2)

若P>0.95,則點(diǎn)t為顯著性變異點(diǎn),以此可檢驗(yàn)出水文時(shí)間序列的一級(jí)變點(diǎn),并結(jié)合物理成因分析便可判定水文時(shí)間序列x(t)的變異點(diǎn)。

對(duì)瑪納斯河肯斯瓦特水庫(kù)控制流域融雪洪水特征序列進(jìn)行變異點(diǎn)檢驗(yàn),結(jié)果如圖1所示。年最大洪峰流量序列可能發(fā)生變異的年份為1992年、1993年和1994年;在有多個(gè)概率P值均大于0.95和變異點(diǎn)取值間距過小的情況下,取概率P值最大的變異點(diǎn)作為最可能發(fā)生的變異點(diǎn)。因此,年最大洪峰流量序列的變異點(diǎn)發(fā)生在1993年。

圖1 年最大洪峰流量序列變異點(diǎn)分析

2.2 序列趨勢(shì)檢驗(yàn)

Mann-Kendall[22-23]非參數(shù)秩次統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法在趨勢(shì)檢驗(yàn)中經(jīng)常會(huì)受到水文時(shí)間序列自相關(guān)性的影響,在應(yīng)用此方法前,先判斷水文時(shí)間序列自相關(guān)性是否顯著。對(duì)于水文時(shí)間序列(x1,x2,…,xn),首先對(duì)水文時(shí)間序列之后k階的自相關(guān)性進(jìn)行計(jì)算,若滯后一階自相關(guān)系數(shù)在臨界值范圍之內(nèi),則其自相關(guān)性不顯著,可直接對(duì)水文時(shí)間序列趨勢(shì)性進(jìn)行檢驗(yàn);否則,應(yīng)先剔除水文時(shí)間序列的自相關(guān)性,再對(duì)新水文時(shí)間序列進(jìn)行趨勢(shì)性檢驗(yàn)[24]。本文采用預(yù)置白Mann-Kendall檢驗(yàn)[24](pre-whitening Mann-Kendall,PW-MK)來剔除其自相關(guān)性的影響。計(jì)算原水文時(shí)間序列Xn的一階自相關(guān)系數(shù)r1,在δ的顯著性水平下,采用雙側(cè)檢驗(yàn)進(jìn)行r1的顯著性檢驗(yàn):

(3)

假設(shè)原水文時(shí)間序列為一階自相關(guān)過程AR(1),采取預(yù)置白方法剔除原水文時(shí)間序列的自相關(guān)性,即

(4)

(5)

(6)

若Un>0,則水文時(shí)間序列(x1,x2, …,xn)呈上升趨勢(shì);反之,則呈下降趨勢(shì)。若|Un|>Uα/2(|Uα/2|=1.96),則水文時(shí)間序列趨勢(shì)性顯著;反之,趨勢(shì)性不顯著。

對(duì)融雪洪水特征序列進(jìn)行自相關(guān)性分析,結(jié)果如圖2所示,年最大洪峰流量序列的一階自相關(guān)系數(shù)均在臨界值范圍之內(nèi),自相關(guān)性不顯著,可直接用原序列進(jìn)行Mann-Kendall非參數(shù)趨勢(shì)檢驗(yàn),結(jié)果見表1。年最大洪峰流量序列統(tǒng)計(jì)值小于1.96,表明未通過顯著性趨勢(shì)檢驗(yàn),變化趨勢(shì)不顯著。而在1957—1993年統(tǒng)計(jì)值小于-1.96,說明子序列通過了顯著性趨勢(shì)檢驗(yàn),并呈顯著下降趨勢(shì);1994—2006年子序列未通過顯著性趨勢(shì)檢驗(yàn),變化趨勢(shì)不顯著。

圖2 年最大洪峰流量序列自相關(guān)關(guān)系

2.3 序列變異形式

基于肯斯瓦特水庫(kù)控制流域年最大洪峰流量序列非一致性檢驗(yàn)結(jié)果,序列局部趨勢(shì)和跳躍均呈顯著變化,采用效率系數(shù)R2[4]來評(píng)價(jià)年最大洪峰流量實(shí)測(cè)序列與趨勢(shì)成分和跳躍成分的擬合程度。將趨勢(shì)和跳躍兩者效率系數(shù)較大的作為該時(shí)間序列的變異形式，其公式為

表1 年最大洪峰流量序列及子序列趨勢(shì)分析

(7)

對(duì)肯斯瓦特控制流域年最大洪峰流量序列趨勢(shì)和變異點(diǎn)的效率系數(shù)進(jìn)行計(jì)算,其中趨勢(shì)成分R2=6.38%,跳躍成分1993年R2=23.09%。由此可知,跳躍成分效率系數(shù)較大。從物理成因上分析,20世紀(jì)80—90年代流域上游流域人類活動(dòng)干預(yù)較少,流域下墊面未發(fā)生劇烈變化,但是氣候因素變化顯著,綜合作用下使得流域年最大洪峰流量序列呈上升趨勢(shì)。因此,選擇跳躍變異為年最大洪峰流量序列的變異形式。

3 融雪洪水特征序列一致性修正

3.1 序列分解計(jì)算

根據(jù)謝平等[25]提出的非一致性水文序列頻率計(jì)算原理及方法,水文序列Xt由兩種或兩種以上成分組成,假設(shè)序列各組成成分滿足線性疊加特征[26],水文序列Xt可表示為

Xt=Yt+Pt+St

(8)

式中:Yt為非周期成分;Pt為周期成分;St為隨機(jī)性成分。本文只考慮非周期成分Yt(趨勢(shì)或跳躍成分),以及St中的純隨機(jī)成分。

假設(shè)非一致性水文時(shí)間序列Xt的變異點(diǎn)為t0,t0前后的子序列物理成因均不相同,且t0之前的子序列反映環(huán)境變化情況不太顯著的隨機(jī)性成分,Xt可表示為

(9)

當(dāng)出現(xiàn)跳躍時(shí),Yt為常數(shù);當(dāng)出現(xiàn)趨勢(shì)時(shí),Yt為時(shí)間t的函數(shù),可用最小二乘法擬合求得。

據(jù)年最大洪峰流量序列非一致性檢驗(yàn)結(jié)果,肯斯瓦特控制流域1957—2006年年最大洪峰流量序列在變異點(diǎn)1993年前后可分為2個(gè)子序列,即1957—1993年為第1個(gè)子序列,其均值為321.220 m3/s;1994—2006年為第2個(gè)子序列,其均值為507.846 m3/s。2個(gè)子序列的均值差為186.626 m3/s,即為確定性跳躍成分。由此可得出肯斯瓦特控制流域年最大洪峰流量序列的跳躍成分為

(10)

根據(jù)線性疊加原理Xt=St+Yt,可得到年最大洪峰流量序列的隨機(jī)性成分為

(11)

據(jù)此可求得肯斯瓦特控制流域1957—2006年年最大洪峰流量序列剔除跳躍成分后的隨機(jī)序列。此序列為過去條件下年最大洪峰流量序列,受氣候變化和人類活動(dòng)影響小,能滿足水文時(shí)間序列的一致性要求。

3.2 序列合成計(jì)算

假設(shè)過去條件下年最大洪峰流量序列服從P-Ⅲ型分布,采用優(yōu)化適線法[27]可得過去條件下年最大洪峰流量序列統(tǒng)計(jì)參數(shù)均值E=321.22 m3/s、變差系數(shù)Cv=0.51、偏態(tài)系數(shù)Cs=2.30,擬合效率系數(shù)R2=91.53%。根據(jù)其統(tǒng)計(jì)特征,采用Monte Carlo隨機(jī)模擬生成法,可生成500個(gè)隨機(jī)性成分Sp,并結(jié)合t時(shí)刻(2006年)確定性跳躍成分Yt,利用數(shù)值合成公式可得:

Xt,p=Yt+Sp

(12)

由式(12)可得現(xiàn)狀條件下(2006年)年最大洪峰流量序列的樣本點(diǎn)據(jù),通過優(yōu)化適線法對(duì)其進(jìn)行P-Ⅲ型分布擬合,得到現(xiàn)狀條件下年最大洪峰流量序列統(tǒng)計(jì)參數(shù)E=507.85 m3/s、Cv=0.32、Cs=2.28、R2=97.95%?，敿{斯河肯斯瓦特水庫(kù)防洪規(guī)劃、過去條件和現(xiàn)狀條件下相應(yīng)頻率的融雪洪水設(shè)計(jì)值見表2。

表2 年最大洪峰流量序列不同時(shí)期的設(shè)計(jì)值

由表2可以看出,隨著設(shè)計(jì)洪水重現(xiàn)期的減小,肯斯瓦特水庫(kù)的防洪規(guī)劃、過去條件和現(xiàn)狀條件下相應(yīng)頻率的設(shè)計(jì)洪水均減小。根據(jù)鄒全等[28]的研究成果可知,肯斯瓦特水庫(kù)控制流域降水量呈波動(dòng)減少趨勢(shì),而氣溫則呈顯著上升趨勢(shì)。過去條件下與防洪規(guī)劃時(shí)相比,設(shè)計(jì)洪水均減小了,其減小的變化量在增大,這主要與該流域降水量呈下降趨勢(shì)有關(guān)?，F(xiàn)狀條件下與防洪規(guī)劃時(shí)相比,設(shè)計(jì)洪水均增大了,其增大的變化量在增大,雖然上游存在不合理的放牧等人類活動(dòng),但其影響相對(duì)較少,主要是受到該流域氣溫呈顯著上升趨勢(shì)的影響,使設(shè)計(jì)洪水量增大。

4 肯斯瓦特水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率分析

隨著全球氣候變暖和人類活動(dòng)對(duì)流域下墊面的干預(yù)加劇,融雪洪水時(shí)間序列已發(fā)生變異,而肯斯瓦特水庫(kù)的規(guī)劃設(shè)計(jì)是以傳統(tǒng)的計(jì)算理論和方法為基礎(chǔ),這顯然與實(shí)際情況不符,一旦發(fā)生水文極端事件,可能會(huì)威脅水庫(kù)及下游保護(hù)區(qū)的安全。再加之現(xiàn)狀條件下肯斯瓦特水庫(kù)年最大洪峰流量相應(yīng)頻率的設(shè)計(jì)值比規(guī)劃值均存在不同程度的增大,但在現(xiàn)有的水庫(kù)調(diào)度運(yùn)行規(guī)則下,肯斯瓦特水庫(kù)防洪調(diào)度的極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率必將增大,為了確保水庫(kù)的安全,發(fā)揮水庫(kù)最大的綜合效益,需要對(duì)其極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率進(jìn)行進(jìn)一步的量化研究。

4.1 極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率定義

在確保水庫(kù)大壩及下游防洪保護(hù)對(duì)象安全的前提下,水庫(kù)調(diào)度運(yùn)行中,選取一個(gè)極限風(fēng)險(xiǎn)控制指標(biāo)Zd(校核洪水位、設(shè)計(jì)洪水位或壩頂高程等特征水位),將汛期限制水位Z0作為調(diào)洪演算的起始水位,以不同頻率設(shè)計(jì)洪水過程線的不同時(shí)段設(shè)計(jì)洪水作為入庫(kù)流量,進(jìn)行調(diào)洪演算,當(dāng)某一頻率洪水的調(diào)洪最高水位Zm等于或高于極限防洪風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)Zd,則此頻率稱為該指標(biāo)Zd在汛限水位Z0下的水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率Pf[29],可通過下式計(jì)算:

Pf=P(Zm≥Zd)

(13)

4.2 極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率計(jì)算方法

近年來,許多國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)這方面的問題做了大量的研究,提出了一些計(jì)算極限防洪風(fēng)險(xiǎn)的方法,主要有頻率分析法、隨機(jī)微分方程法、隨機(jī)模擬法。本文選擇頻率分析法對(duì)肯斯瓦特水庫(kù)的過去、現(xiàn)狀兩種條件下不同頻率的設(shè)計(jì)融雪洪水值分別進(jìn)行水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率計(jì)算。頻率分析法是發(fā)展最早、最簡(jiǎn)單的一種方法。該方法假定水庫(kù)年調(diào)洪最高水位與年最大洪水出現(xiàn)的頻率相同,以年調(diào)洪最高水位等于或高于不破壞水利工程極限指標(biāo)水位的洪水頻率作為水庫(kù)極限風(fēng)險(xiǎn)率。具體的計(jì)算步驟為:首先指定一個(gè)水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)控制指標(biāo)Zd,計(jì)算出不同設(shè)計(jì)頻率Pi(i=1,2,…,l)下入庫(kù)設(shè)計(jì)洪水過程,然后根據(jù)起調(diào)水位Z0,并結(jié)合水庫(kù)防洪調(diào)度規(guī)則進(jìn)行調(diào)洪演算,通過不斷的試算,計(jì)算出l個(gè)最高庫(kù)水位Zmi(i=1,2,…,l),最后建立Zmi～Pi經(jīng)驗(yàn)頻率曲線,并依據(jù)此頻率曲線可由Zd值反查出水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率Pf。

4.3 肯斯瓦特水庫(kù)調(diào)洪演算

肯斯瓦特水庫(kù)防洪標(biāo)準(zhǔn)為500年一遇洪水設(shè)計(jì),5 000年一遇洪水校核,校核洪水位為993.35 m,壩頂高程為996.6 m。校核洪水位是水庫(kù)在非正常運(yùn)用情況下,臨時(shí)允許達(dá)到的最高洪水位。若水庫(kù)的水位超過校核洪水位時(shí),則認(rèn)為此水位威脅到了水庫(kù)安全,因此本文選取肯斯瓦特水庫(kù)校核洪水位(Zd=993.35 m)作為極限防洪風(fēng)險(xiǎn)的控制指標(biāo),汛限水位(Z0=984 m)為起調(diào)水位。此時(shí),肯斯瓦特水庫(kù)的極限防洪風(fēng)險(xiǎn)即為其校核防洪風(fēng)險(xiǎn)。

4.3.1水庫(kù)調(diào)洪規(guī)則

通過河道過流能力分析,結(jié)合防洪工程的總體布局,從防洪要求的角度出發(fā),考慮以水庫(kù)水位結(jié)合下游泄量500 m3/s為控制條件進(jìn)行調(diào)洪演算,其規(guī)則為：

a. 當(dāng)入庫(kù)洪水小于50年一遇的標(biāo)準(zhǔn)時(shí),水庫(kù)水位低于防洪高水位992.66 m,控制水庫(kù)的洪水下泄,最大下泄洪水為500 m3/s。

b. 當(dāng)入庫(kù)洪水大于50年一遇標(biāo)準(zhǔn)時(shí),水庫(kù)運(yùn)行按照水庫(kù)水位分時(shí)段控制。當(dāng)入庫(kù)洪水小于下游安全泄量500 m3/s時(shí),來多少泄多少,維持水庫(kù)汛限水位984 m不變。當(dāng)水庫(kù)水位低于防洪高水位992.66 m時(shí),若入庫(kù)洪水大于下游安全泄量500 m3/s,下泄量不超過下游安全泄量500 m3/s。當(dāng)水庫(kù)水位超過防洪高水位992.66 m時(shí),若入庫(kù)洪水流量小于泄洪建筑物下泄能力,按入庫(kù)洪水流量下泄,維持防洪高水位;若入庫(kù)洪水流量超過泄洪建筑物下泄能力時(shí),根據(jù)泄洪建筑物的泄流能力自由下泄。退水段水位逐漸下降至汛限水位后,若入庫(kù)洪水流量小于泄洪建筑物泄流能力,則維持汛限水位不變;若入庫(kù)洪水流量大于泄洪建筑物泄流能力,則根據(jù)泄洪建筑物的泄流能力自由下泄。

4.3.2水庫(kù)調(diào)洪成果

以1996年典型融雪洪水過程為基礎(chǔ),通過同倍比縮放法得到過去、現(xiàn)狀兩種條件下不同頻率設(shè)計(jì)融雪洪水過程,并作為入庫(kù)融雪洪水,根據(jù)水庫(kù)水位-庫(kù)容-泄量關(guān)系曲線,結(jié)合肯斯瓦特水庫(kù)調(diào)度運(yùn)行規(guī)則,經(jīng)調(diào)洪演算,分別得到兩種設(shè)計(jì)洪水條件下的調(diào)洪成果,見表3。圖3和圖4分別給出了過去和現(xiàn)狀兩種條件下5 000年一遇、1 000年一遇、500年一遇及50年一遇設(shè)計(jì)洪水過程調(diào)洪演算得到的庫(kù)水位變化過程和下泄流量過程。

圖3 過去條件下不同重現(xiàn)期洪水對(duì)應(yīng)的庫(kù)水位和下泄流量過程線

圖4 現(xiàn)狀條件下不同重現(xiàn)期洪水對(duì)應(yīng)的庫(kù)水位和下泄流量過程線

表3 肯斯瓦特水庫(kù)調(diào)洪成果

4.4 肯斯瓦特水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率

根據(jù)肯斯瓦特水庫(kù)調(diào)洪演算結(jié)果，得到過去和現(xiàn)狀兩種條件下不同設(shè)計(jì)頻率(重現(xiàn)期)所對(duì)應(yīng)的汛期最高庫(kù)水位如表3所示。根據(jù)表3,分別建立過去、現(xiàn)狀兩種條件下的最高庫(kù)水位與設(shè)計(jì)頻率之間的相關(guān)關(guān)系,即Zm～P經(jīng)驗(yàn)頻率曲線如圖5所示,并依據(jù)此頻率曲線可由Zd值反查出水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率Pf。

圖5 水位頻率曲線

從表3可知,過去條件下肯斯瓦特水庫(kù)0.02%設(shè)計(jì)頻率所對(duì)應(yīng)的最高庫(kù)水位Zm=995.48 m,根據(jù)水庫(kù)校核洪水位Zd=993.35 m,由圖5(a)可查得水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率Pf=0.231 23%>0.02%;而現(xiàn)狀條件下肯斯瓦特水庫(kù)0.02%設(shè)計(jì)頻率所對(duì)應(yīng)的最高庫(kù)水位Zm=997.51 m,其水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率Pf=0.354 58%>0.02%。這說明肯斯瓦特水庫(kù)控制流域氣溫、降雨量以及融雪洪水徑流量的變化,導(dǎo)致水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)在過去、現(xiàn)狀條件下均有所增大,而現(xiàn)狀條件下水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)于過去條件來說也有所增大。其主要原因在于雖然肯斯瓦特水庫(kù)控制流域人類活動(dòng)干預(yù)較少,流域降雨量呈減少的趨勢(shì),但是流域氣溫呈顯著上升趨勢(shì),溫度升高引起以冰雪融水為基礎(chǔ)的融雪洪水徑流的季節(jié)性變化,改變了流域降水、融雪洪水徑流的時(shí)空分布和原有產(chǎn)匯流過程,使融雪洪水徑流過程產(chǎn)生變化,造成融雪洪水特征序列的變異,使得肯斯瓦特水庫(kù)控制流域年最大洪峰流量序列呈增加的趨勢(shì)。根據(jù)肯斯瓦特水庫(kù)調(diào)洪演算結(jié)果,由表3可知,水庫(kù)在遭遇5 000年一遇(頻率0.02%)設(shè)計(jì)洪水時(shí),過去條件和現(xiàn)狀條件下的最大泄量分別為2 887.36 m3/s和3 056.30 m3/s,兩種情況下最大泄量均略大于校核洪水位時(shí)最大泄量設(shè)計(jì)值(2 596 m3/s),這也為肯斯瓦特水庫(kù)實(shí)施動(dòng)態(tài)汛限水位控制,充分利用汛期洪水資源及提高水庫(kù)綜合效益提供了客觀條件。

5 結(jié) 論

a. 肯斯瓦特水庫(kù)年最大洪峰流量序列在1993年發(fā)生變異;序列整體上升趨勢(shì)不顯著,在1957—1993年子序列呈顯著下降趨勢(shì),而1994—2006年子序列變化趨勢(shì)不顯著;序列趨勢(shì)成分效率系數(shù)為6.38%,跳躍成分效率系數(shù)1993年為23.09%,跳躍變異為序列主要的變異形式。結(jié)合物理成因分析可知,序列發(fā)生變異的主要原因?yàn)闅夂蜃兓?最可能的變異點(diǎn)1993年是合理可靠的。

b. 采用“分解-合成”理論對(duì)跳躍變異的年最大洪峰流量序列進(jìn)行一致性修正,得到過去條件下年最大洪峰流量序列的統(tǒng)計(jì)參數(shù)E=321.22 m3/s、Cv=0.51、Cs=2.30;而現(xiàn)狀條件下E=507.85 m3/s、Cv=0.32、Cs=2.28。結(jié)合優(yōu)化適線法進(jìn)行P-Ⅲ型分布擬合,將得到的相應(yīng)設(shè)計(jì)頻率下還原、還現(xiàn)年最大洪峰流量設(shè)計(jì)值分別與防洪規(guī)劃設(shè)計(jì)值對(duì)比分析,過去條件下設(shè)計(jì)洪水值均減小了,減小的變化量在增大,而現(xiàn)狀條件下設(shè)計(jì)洪水值均增大了,并且增大的變化量也在增大。

c. 以1996年典型融雪洪水過程為基礎(chǔ),通過倍比縮放法得到過去、現(xiàn)狀兩種條件下不同頻率設(shè)計(jì)融雪洪水過程,并作為入庫(kù)融雪洪水,根據(jù)水庫(kù)水位-庫(kù)容-泄量關(guān)系曲線,結(jié)合肯斯瓦特水庫(kù)調(diào)度運(yùn)行規(guī)則,經(jīng)調(diào)洪演算,分別得到兩種設(shè)計(jì)洪水條件下水庫(kù)壩前最高庫(kù)水位。以校核洪水位(Zd=993.35 m)作為水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)控制指標(biāo),采用頻率分析法進(jìn)行分析計(jì)算,過去條件下肯斯瓦特水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率Pf為0.231 23%,而現(xiàn)狀條件下其極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率Pf為0.354 58%,兩種條件下復(fù)核后的肯斯瓦特水庫(kù)極限防洪風(fēng)險(xiǎn)率均大于5 000年一遇的校核標(biāo)準(zhǔn)(0.02%)。