北盤江流域光照水電站徑流特性分析

肖 鵬

（貴州黔源電力股份有限公司 貴州 貴陽 550002）

1 流域概況

北盤江流域屬珠江流域西江水系，流域發源于云南省曲靖市馬雄山西北坡，河源至河口全長441.9km，天然落差1932m，全流域面積26557km2。光照水電站壩址位于北盤江干流中游，壩址集雨面積13548km2，多年平均降雨量 1178.8mm[1]。光照水電站是北盤江干流茅口以下龍頭電站，裝機1040MW，設計多年平均發電量27.54億kW·h，多年平均流量257m3/s，多年平均徑流量81.10億m3，水庫總庫容32.45億m3，具備不完全多年調節性能。

2 徑流特性分析

2.1 年徑流序列三性分析

水文現象隨時間變化的過程稱為水文過程或水文序列，它是一種自然現象，具有確定性和隨機性變化規律[2]。確定性的變化規律突出表現在過程中有年、日等周期變化。隨機性的變化特征則表現在隨時間的增長，過程會出現逐漸上升或下降的趨勢或跳躍的變化等現象。

本文在初始設計資料基礎上，通過外延、補充資料，采用單累積曲線（圖2-1）檢查了光照壩址（1952年～2011年）的徑流序列資料一致性，分析可得：盡管光照水庫于2008年下閘蓄水，但資料一致性較好，滿足要求；同時對徑流資料也進行了可靠性及顯著性檢查，充分表明光照壩址（1952年～2011年）的年徑流序列滿足徑流特性分析要求。

2.2 徑流年際變化與年內分配

根據光照壩址（1952年～2011年）多年徑流資料，多年平均流量為251m3/s，多年平均徑流量為79.24億m3。對其年徑流序列進行統計分析（表2-1）得出，1992～2001年偏豐，2002年～2011年偏枯。偏枯時期徑流量約為偏豐時期徑流量的72%，反映了光照水電站壩址徑流年際變化較大的特點。

光照壩址各月徑流年內分配統計如表2-2所示，可以得出，全年徑流集中在6月份～9月份，即主汛期，占全年徑流的69.39%，其中尤以7月份最大，占22.13%，而3、4月份最小，充分反映了徑流月分配不均勻的特點。

2.3 趨勢成分分析

隨著時間增長，對年徑流序列的各值平均而言，或是增加或是減少，形成序列在相當長時期內向上或向下緩慢地變動。這種有一定規則的變化就稱為趨勢，若趨勢出現在序列全過程，稱為整體趨勢；若只出現在序列中的一段時間，稱為局部趨勢[3]。采用Kendall秩次相關檢驗對光照壩址年徑流序列作趨勢分析。

Kendall秩次相關檢驗[4]是較為常用的統計方法，主要原理是針對序列｛X1，X2，…，Xn｝，先確定所有對偶值（Xi，Xj）（j＞i）中（Xi＜Xj）出現的個數，記為K。如果按順序前進的值大于前一個值，表示具有上升趨勢，k=（n-1）+（n-2）+…+1，總和為 n（n-1）/2，若全部倒過來則，具有下降趨勢。的數學期望。采用檢驗對序列趨勢成分進行顯著性檢驗，構造統計量：

圖1 北盤江流域水系圖

圖2-1 光照壩址年徑流單累積曲線（徑流：億m3）

表2-1 年徑流年際平均值分配統計表 （徑流量:億m3）

表2-2 年徑流年內分配統計表 （徑流量:億m3、月占比:100%）

圖2-2 光照壩址年徑流局部趨勢變化曲線（徑流：億m3）

圖2-3 光照壩址年徑流差積曲線（徑流：億m3）

流域 徑流序列 存在突變點（是/否） 突變點（年）北盤江 光照壩址 是 2009

假設序列無趨勢，給定一顯著性水平或，查正態分布臨界值。對序列趨勢成分進行假設檢驗。若|U|＞Uα/2，則拒絕原假設，認為序列具有趨勢成分；若|U|＜Uα/2，則接受原假設，認為序列中趨勢成分不顯著。

（1）應用Kendall秩次相關檢驗法對光照壩址徑流進行趨勢分析，取α=0.05，Uα/2=1.96，計算 U=-0.93，說明徑流序列具有減小現象。

（2）在設計資料基礎上，補充外延后的資料后，發現光照壩址多年徑流量在多年平均值附近變化，在一段時間內也呈現出增加或減少的趨勢，但是總體趨勢不顯著，僅具有局部趨勢。

（3）從年徑流距平后的差積曲線（圖2-3）中表現出的變化可知，各年際間徑流變化有一定趨勢，具體表現出有少水年組與多水年組間交替變化的特征。

（4）光照壩址年徑流局部趨勢變化曲線（圖2-2）大體呈現：1952年～1966年是周期為7年～8年的少水與多水年組間變化，196年～1974年為平水年組，1975年～1986年過渡為多水年組，1987年～1992年又變化為少水年組，1993年～2001年為多水年組；從2002年開始光照壩址以上呈現少水年組趨勢，從2010年開始表現為偏枯，且在2011年為特枯，是有歷史資料以來的極值年。

2.4 跳躍成分分析

跳躍成分識別：采用游程檢驗法[2]，該方法基于統計推斷中的假設檢驗。假設存在某個跳躍項或突變點，年徑流序列自此分為發生跳躍前、發生跳躍后兩個序列，然后分別用A、B為兩序列中的數值編號，然后將序列全部數值由小到大進行排序。統計相同字母（A或B）連續出現的個數，把每一連續出現同一字母的稱為1個游程，每個游程所含元素的個數為游程長。當游程出現個數較期望的游程少時，就比較趨向于拒絕兩個樣本來自同一總體的假設。

采用上述方法對光照壩址年徑流序列進行游程統計和假設檢驗，識別出的跳躍成分詳見表2-3。

綜合分析光照壩址徑流序列存在的跳躍原因，可能受水庫蓄水影響，產生了突變點。但因跳躍成分識別需要一定的經驗性假設判斷所以除了上述識別出的跳躍項外，年徑流序列中也有可能存在其他跳躍成分。

2.5 周期成分分析

年徑流序列具有的周期成分，主要取決于氣候因素的變化，而氣候因素則取決于大氣環流的特點，大氣環流的變化則受太陽活動制約。本文采用廣泛應用的簡單分波法，對排除跳躍成分之后的年徑流序列進行近似周期成分分析。

簡單分波法[5]基于統計推斷中的假設檢驗。在對年徑流序列按近似周期進行行、列分組之后，通過計算組內離差平方和與組間離差平方和，進而構建統計量，然后在給定的顯著性水平下，對統計量進行假設檢驗若通過假設檢驗，即說明無明顯周期，反之則存在周期成分；識別出周期成分之后，通過計算這一周期序列的均值，即可提取出該周期的成分。

通過應用簡單分波法對年徑流序列進行周期分離提取，得到徑流序列存在15年、2年的準周期，其中15年尺度周期最顯著。

3 結論

本文分析北盤江流域光照水電站壩址徑流1952年～2011年的變化特性，得出以下結論：（1）徑流的年際變化大致表現為1952年～1971年、1982年～2001偏豐，1972年～1981年、2002年～2011年偏枯的特征；年內分配特征則表現為徑流集中于主汛期（6月～9月）。（2）年徑流在一段時間呈現出增加或減少趨勢，但總體趨勢不顯著，僅具有局部趨勢，總體表現為徑流減小。（3）年徑流序列突變起始時間在2009年，序列也具有一定的周期，顯著周期為15年。（4）年徑流序列的減小趨勢和突變發生原因有待進一步分析。陜西水利

[1]貴州黔源電力股份有限公司.貴州黔源電力股份有限公司水庫調度手冊[Z].貴陽.2009年:11.

[2]王文圣，丁晶，金菊良.隨機水文學[M].北京.中國水利水電出版社，2008年:1.

[3]黃振平，陳元芳.水文統計學[M].北京.中國水利水電出版社，2011年:323.

[4]郭希望，李中平，劉其發.三峽工程壩址徑流特性分析 [J].人民長江，2008,39（17）:96-98.

[5]肖志國.幾種水文時間序列周期分析方法的比較研究 [D].南京：河海大學，2006年.