沿海地區(qū)徑流對厄爾尼諾南方濤動的響應研究
——以浙江省椒江流域為例

蔡周杰,陳 浩*,魏阜森,黃賽花,謝華偉,聶 會

(1. 浙江水利水電學院 水利與環(huán)境工程學院,浙江 杭州 310018;2.湖州市水文中心,浙江 湖州 313000)

目前,關于徑流對ENSO事件的響應研究已有一定基礎,但鮮有研究關注氣候變異對沿海地區(qū)徑流的影響及其響應機理。筆者采用多種方法,對ENSO事件椒江流域中徑流變化過程的影響進行探討,旨在為椒江流域的水文工作提供科學指導。

1 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)處理方法

1.1 研究區(qū)域概況

椒江流域處于浙江省中部沿海,位于120°14′—121°55′E,28°22′—29°19′N,屬亞熱帶季風氣候,東接臺州灣,南西北部分別毗鄰甌江、浦陽江、曹娥江等水系。流域形狀為三角形,干支流呈樹狀分布,具體水文站分布情況如圖1所示。圖中沙段站位于始豐溪支流,柏枝岙站位于永安溪支流。年徑流低值區(qū)位于天臺、仙居兩縣山間盆地,多年平均徑流深700～900 mm,最低值區(qū)位于椒北平原等沿海一帶。

圖1 椒江流域水文站點分布圖

1.2 數(shù)據(jù)來源

臺州市水文站實時水雨情數(shù)據(jù)庫、臺州市防汛專用遙測水雨情數(shù)據(jù)庫提供了椒江流域水文觀測站的徑流量數(shù)據(jù)。本研究選取椒江流域的柏枝岙和沙段共兩個水文站的徑流量數(shù)據(jù)并對其進行分析,兩站點所選數(shù)據(jù)時間段分別為1957—2018年、1980—2018年。從中國氣象局國家氣象中心獲取有關ENSO事件的評判標準以及在1957—2018年內ENSO事件發(fā)生的次數(shù)、強度及峰值時間的相關資料。

1.3 研究方法

1.3.1 趨勢分析

1) 一元回歸分析:該方法是用于研究一個變量如何隨另一個或某一些變量變化的方法,用yi代表水文站點為n的徑流量,用xi作為yi相應的時間變量,建立yi與xi的回歸方程函數(shù)。

2) Mann-Kendall趨勢檢驗法:該方法能檢驗時序數(shù)據(jù)分布的大致趨勢,其趨勢表述可分為無明顯趨勢、上升趨勢、下降趨勢三類[7]。

(1)

計算方差值S,即為差值為正的數(shù)量減去差值為負的數(shù)量,其計算式為

(2)

如果S為正值,那么后部分的觀測值相比之前的觀測值呈現(xiàn)變大的趨勢;如果S為負值,那么后部分的觀測值相比之前的觀測值呈現(xiàn)變小的趨勢。

當n≤10,則需要在概率表中查找S。

當n>10,則計算式為

(3)

(4)

在時序數(shù)據(jù)趨勢的檢驗中,當ZMK>0時,時序數(shù)據(jù)存在上升趨勢;當ZMK<0時,則時序數(shù)據(jù)存在下降趨勢。

式(1)—式(4)中,f(xi-xj)為差值函數(shù),S為方差,Var(S)為方差S的平均值,ZMK為統(tǒng)計量。

1.3.2Mann-Kendall突變檢驗

將水文站徑流數(shù)據(jù)按時間依次排列[8],設為X={x1,x2,…,xn},取數(shù)據(jù)組中后一個數(shù)值大于前面所有數(shù)值的個數(shù)計數(shù)值為序列Pk。

(5)

(6)

再將Pk累加得到Sk,即

(7)

計算Sk的方差與平均值,即

(8)

(9)

統(tǒng)計量UFk為

(10)

式(5)—式(10)中:Pk為秩序列;Sk為秩序列的累加值;E(Sk)為Sk的方差;Var(Sk)為Sk的平均值;UFk為統(tǒng)計量。

UFk為標準正態(tài)分布,當UFk>0時,則表示數(shù)據(jù)序列呈現(xiàn)上升的趨勢;當UFk<0時,則表示數(shù)據(jù)序列呈現(xiàn)下降趨勢;當|UFk|>UFk時,則表示數(shù)據(jù)序列的變化趨勢是顯著的,否則其趨勢不顯著。

重復以上的計算過程,對計算得到的結果進行倒序并取負值,最后得到的就是UBk統(tǒng)計量序列。將UFk統(tǒng)計量、UBk統(tǒng)計量與臨界值U0.05的直線在同一張圖上分析。若在兩條正負臨界直線之間與UFk、UBk曲線相交,那么突變出現(xiàn)的時間就是交點的橫坐標。該方法是世界氣象組織薦舉且已普遍采用的檢驗方法[8]。

1.3.3Pearson相關系數(shù)分析

Pearson相關系數(shù)是用來描述兩組隨機數(shù)據(jù)統(tǒng)計量的線性相關[9],其計算式為

(11)

一天，宋太宗和蘇易簡嘮嗑，縱論天下美食，太宗問他：“天下什么東西最好吃？”蘇易簡說：“臣感覺齏汁為美?！痹瓉硖K易簡有一次又喝多了，到了深夜，口渴難耐，便來到屋外，以雪洗手，抱著腌菜壇子喝酸菜汁，越喝越覺得好喝。宋太宗聽后，哈哈大笑，深以為是。而“物無定味，適口者珍”的論斷，也為后世美食家所認可。

1.3.4 小波分析

小波分析可以有效地處理時間序列數(shù)據(jù),用于分析徑流量和ENSO事件的變化趨勢和周期性規(guī)律以及它們之間的相互關系等[10]。本研究所用的小波函數(shù)計算式為

(12)

式(12)中:ψ(t)為小波函數(shù)的復共軛;fb為帶寬,BPs;fc為頻率,Hz;t為取樣時間間隔,年。Morlet小波的實部為Morlet實際值,實部和虛部間存在的相位差可用于消除數(shù)據(jù)之間的波動。小波方差可用于獲得時間序列的主周期,其表達式為

Var(a)=∑(Wf)2(a,b)

(13)

式(13)中:Var(a)為小波方差,Wf為小波系數(shù),a為尺度變量,b為時間尺度變量。小波方差的最大峰值可視為最強振蕩,用來分析徑流和ENSO事件的振蕩變化及平均周期。

2 結果與分析

2.1 椒江流域徑流量變化趨勢分析

采用一元回歸法,以年尺度計算柏枝岙和沙段水文站徑流數(shù)據(jù)的一元方程。兩站點的年徑流序列變化趨勢如圖2所示。根據(jù)趨勢線可知,柏枝岙和沙段的年徑流量均呈下降趨勢。采用Mann-Kendall趨勢分析方法,計算得到柏枝岙和沙段站徑流數(shù)據(jù)兩站點的ZMK和S。ZMK分別為-0.34和-0.56,可見兩站的徑流量呈下降趨勢。而S=0,從年尺度上來看,柏枝岙和沙段站點的徑流量變化趨勢并不顯著。

圖2 柏枝岙、沙段站點 1957—2018年年徑流趨勢變化圖

2.2 徑流量突變分析

根據(jù)M-K突變檢驗分析方法,以年尺度做兩站點的突變圖,識別研究時段內的徑流突變點(圖3)。由圖3可得,柏枝岙和沙段站的UF曲線與UB曲線分別有13個和8個交點。根據(jù)曲線UF與UB的交點及數(shù)值可知,以上交點均未突破±0.05的置信水平線,可以大體判定椒江流域年徑流量變化比較平穩(wěn)且沒有發(fā)生突變。

圖3 柏枝岙、沙段站點年徑流量M-K檢驗圖

2.3 椒江流域徑流對ENSO事件的響應分析

2.3.1 Pearson相關系數(shù)分析

表1 柏枝岙、沙段站年徑流量與各時期ENSO指數(shù)相關系數(shù)

由表1可知,柏枝岙和沙段的年徑流量在全時期時與ENSO指數(shù)的Pearson相關系數(shù)分別為-0.004和-0.199,呈負相關。根據(jù)其數(shù)值可知,柏枝岙站的年徑流量與ENSO事件的強度的相關性并不顯著,沙段站的年徑流量與ENSO事件強度具有一定的相關性。在厄爾尼諾時期,兩站點的年徑流量與ENSO指數(shù)的Pearson相關系數(shù)分別為-0.481和-0.579,呈強烈的負相關。在正常階段,柏枝岙站的年徑流量與ENSO事件不相關,沙段站的年徑流量與ENSO事件呈一定程度的負相關。在拉尼娜時期兩站點的年徑流量與ENSO指數(shù)的Pearson相關系數(shù)分別為-0.117和-0.555,可知柏枝岙站的年徑流量與ENSO事件呈一定程度的負相關,沙段站的年徑流量與ENSO事件呈強負相關。從數(shù)值上看,厄爾尼諾時期和拉尼娜時期的ENSO指數(shù)與徑流量的相關系數(shù)遠高于全時期和正常階段。由此可知,在厄爾尼諾時期和拉尼娜時期,ENSO事件對椒江流域徑流的影響程度更為強烈。

2.3.2 小波分析

對椒江流域年徑流量與ENSO指數(shù)進行小波分析,年徑流量與ENSO指數(shù)的連續(xù)小波譜如圖4所示。由圖4可知,在2年、2～4年、4～5年和12年的周期上其顯著性均相對較高。柏枝岙站年徑流量的4個顯著周期與ENSO指數(shù)的4個顯著周期都有具明顯的吻合度,其年徑流量與ENSO事件的強度在時、頻域上基本一致。沙段站年徑流的2 年周期(2007—2011年)與同時段內ENSO指數(shù)的2年周期(2010—2011年)也有較高程度的吻合,且ENSO指數(shù)在這一顯著周期附近的年份也屬于高能量區(qū)。綜上可得兩站點年徑流量與ENSO事件的強度有著一定程度的響應關系。

圖4 各站點的年徑流與ENSO指數(shù)的連續(xù)小波譜

交叉小波變換雖能較好地進行信號耦合和信號分辨,但是交叉小波變換對于低能量區(qū)的解析不夠詳細,因此需要結合交叉小波能量譜(圖5)進行分析。根據(jù)圖5(a)可知,沙段站徑流數(shù)據(jù)中存在3個顯著共振周期,分別為11年周期(1996—2003年)ENSO指數(shù)與年徑流量呈現(xiàn)正相關,表現(xiàn)為位相差相近;6年周期(1990—1998年)呈正相關,表現(xiàn)為位相差相反;1～3年周期(2007—2012年)呈負相關,表現(xiàn)為位相差相近,雖然這一高能量區(qū)未通過置信度檢驗,但由于這一區(qū)域相較于周圍能量較高,故可將其放在一起討論。

圖5 各站點的年徑流與ENSO指數(shù)的交叉小波譜

根據(jù)圖5(b)可知, ENSO指數(shù)和柏枝岙站的年徑流量有著5個顯著共振周期,分別為2～4年周期(1966—1973年)呈現(xiàn)負相關,12～16年周期(1973—1987年)呈正相關,2年周期(1986—1990年)呈負相關,3年周期(1994—1996年)以及1～3年周期(2007—2012年)均呈現(xiàn)負相關關系。這些周期中,數(shù)個高能量區(qū)表明了ENSO指數(shù)和年徑流量在不同時間段內的相關性。這些分析結果揭示了ENSO指數(shù)和年徑流量之間的關聯(lián)關系及其在不同時間段的變化情況。

2.3.3 不同時期年徑流差異性分析

為了能更好地分析椒江流域徑流對ENSO事件的響應關系,對不同時期柏枝岙站和沙段站的年徑流數(shù)據(jù)進行差異性分析(表2,表3)。通過觀察表2可知,柏枝岙站的年徑流量在拉尼娜事件時與正常階段時相近,在厄爾尼諾事件時最小,前者比后者的徑流量大8 m3/s。此外,由方差及標準差可知,年徑流量在正常階段時波動最大,在拉尼娜事件時次之,在厄爾尼諾事件時波動最小。由表3可知,沙段站的年徑流量在正常階段時最大,約為44 m3/s,在拉尼娜事件時較小,約為39 m3/s;在厄爾尼諾事件時最小,約為37 m3/s。年徑流量在正常階段時波動最大,在拉尼娜事件時次之,在厄爾尼諾事件時波動最小。通過對表2與表3的分析可知,柏枝岙與沙段的年徑流量的基本特征在3種ENSO事件時期大致相同。也可以說椒江流域的徑流特征與ENSO事件的類型有一定關聯(lián),在厄爾尼諾和拉尼娜事件時徑流量偏小,且在厄爾尼諾事件時的影響程度更大。

表2 柏枝岙站各ENSO時期年徑流統(tǒng)計表 單位:m3/s

表3 沙段站各ENSO時期年徑流統(tǒng)計表 單位:m3/s

3 結 論

以浙江省椒江流域為例,選取椒江流域的柏枝岙和沙段2個水文站的徑流量數(shù)據(jù)和ENSO事件資料進行分析,研究沿海地區(qū)流域徑流對ENSO事件的響應。主要得出了以下結論:1) 采用一元線性回歸法和Mann-Kendall趨勢分析法發(fā)現(xiàn)這兩個流域的徑流變化趨勢基本相同。同時,通過Mann-Kendall突變檢驗法,并未發(fā)現(xiàn)這兩個流域在研究時段內出現(xiàn)徑流突變的情況。2)Pearson相關系數(shù)分析表明,椒江流域的徑流量與不同類型ENSO事件之間呈不同程度的負相關。3)通過分析連續(xù)小波譜、交叉小波譜,根據(jù)其顯著共振周期,不難看出在周期、時間、趨勢上都能較好地吻合,由此可知,椒江流域的年徑流與ENSO事件的強度、頻次均有一定程度的響應關系。4) 椒江流域年徑流在不同ENSO時期存在顯著的差異性,兩個流域在拉尼娜時期的年徑流要大于其在厄爾尼諾時期,且年徑流在厄爾尼諾事件時波動最小。