變化環境下黃尾河流域水文序列的非一致性識別分析

程建濤 周 軍 黃曼茹 查龍青 丁 杰

（1. 淮南市安瀾水利規劃設計有限公司 淮南 232001 2.海南省水利水電勘測設計研究院安徽分院 合肥 230041 3.安徽路港工程有限責任公司 合肥 230031 4.中電建生態環境集團有限公司 深圳 518101）

流域水文序列非一致性變化的主要驅動因素為氣候、人類活動和流域下墊面條件，一般在三者聯合驅動影響下形成[1-2]。當水文序列出現非一致性突變時，表明該序列不再滿足獨立同分布性，實測數據反映的變化規律可能無法直接用于預測分析未來的水文情勢變化。分析流域降雨和徑流序列的一致性是否發生改變，水文序列是否存在非一致性，出現非一致性的突變時間點是什么時候，對于流域的防洪決策和水資源開發利用具有極為重要的意義。因此，本文以大別山區黃尾河流域為研究對象，采用多種水文序列的非一致性分析方法，定性分析了黃尾河流域年降雨量和徑流量水文序列的非一致性變化規律，定量分析了非一致性的突變點大致時間點，以期為黃尾河流域的防洪決策和水資源開發利用提供決策參考[3]。

1 研究區概況

黃尾河發源于安徽省岳西縣金剛嶺，經青天畈、河口畈至走馬灘向北流出，經英山河、闊灘、嚴家、黃尾出縣境入霍山縣境，后繼續向東北方向匯入霍山磨子潭水庫。

黃尾河流域地處大別山深山區，境內地形復雜、植被茂盛、雨量充沛、洪水暴漲暴落。黃尾河站為黃尾河流域控制性的國家級水文站，建站于1957年5月，為淮河流域典型的山區性河流代表站，控制流域面積270km2，監測的水文要素主要為降水、徑流和泥沙。

2 數據和研究方法

2．1 數據

本文所使用的水文數據來自于安徽省水文局提供的黃尾河水文站1956—2016年的實測降雨、徑流系列資料，數據經過統一的水文資料整編和刊印，可靠性、一致性、代表性均滿足“三性”審查的要求。

2．2 研究方法

2.2.1 非一致性趨勢檢驗與分析

目前水文序列趨勢檢驗與分析常用方法主要分為參數檢驗和非參檢驗兩大類，本文參數檢驗采用滑動平均分析法、相關性分析和線性回歸趨勢法等；非參檢驗采用Spearman 秩次相關法、Kendall 秩次相關法等，采用不同類型的方法對水文序列的變化趨勢進行綜合分析，判斷其年內、年際變化趨勢和序列是否存在非一致性變化，然后進一步分析其顯著性水平。

2.2.2 非一致性突變分析

水文序列的非一致性突變分析分別采用Mann-Kendall 檢驗法、累計距平法、有序聚類分析法、Lee-Heghinan 法和Mann-Whitney 檢驗法。由于Mann-Kendall 檢驗法和Lee-Heghinan 法是非參檢驗中分析水文序列變化趨勢最常用、最有效率的分析工具，可分析水文要素非一致性特征的變化趨勢和顯著性水平[4]。本文主要介紹以上兩種方法。

3 結果與分析

3．1 降雨徑流非一致性趨勢檢驗與分析

根據黃尾河站1956—2016年實測水文資料繪制降雨徑流的3年、5年滑動平均過程線（見圖1），分析可知年降雨量和徑流量年際變化較大，具有明顯的波動性，從1956—2016年流域降雨量、徑流量整體變化趨勢為“減少—增加—減少—增加”交替變化，水文序列包含了完整的“豐—平—枯”變化過程，表現出明顯的豐枯變化和周期性變化[5]。

分析圖1a 可知，1956—1966年，年降雨量呈減少趨勢，1966年達到最小值1029.7mm，1967—1975年，年降雨量先增加后減少再增加，1975年達到最高值2137.7mm，1976—1991年，降雨量增加和減少交替平穩變化，總體變化幅度不大，1991年長江、淮河流域出現全流域大洪水，降雨量在1991年達到歷史最高值2209.5mm。1992年降雨量急劇下降至1087.1mm，從1992—2016年，降雨量整體趨勢呈現小幅波動和小幅緩慢增加的趨勢，變化相對平穩。

分析圖1b 可知，1956—1968年，年徑流量呈現小幅波動趨勢，1969年急劇上升達到4.96 億m3，1970—1990年，徑流量增加和減少交替平穩變化，在1991年徑流量達到歷史最高值5.89 億m3。從1992—2016年，徑流量整體趨勢呈現小幅波動和小幅減少的趨勢，變化也相對平穩。

圖1 黃尾河站歷年降雨徑流變化圖

基于黃尾河站實測水文資料，分別采用Spearman 秩次相關法、Kendall 秩次相關法、線性回歸趨勢法、對降雨徑流水文序列進行趨勢分析和顯著性分析，顯著性水平α 統一取α=0.05，分析成果見表1。

表1 黃尾河流域降雨徑流非一致性趨勢檢驗成果表

根據趨勢檢驗成果，黃尾河流域年降雨量多年變化總體呈增加趨勢，增加趨勢不顯著；年徑流量多年變化總體呈減少趨勢，減少趨勢不顯著，降雨量的變化幅度略大于徑流量變化幅度。

綜上，黃尾河流域年降雨量和徑流量水文序列存在較為明顯的非一致性變化，變化趨勢均未超過α=0.05 的顯著性水平。

3．2 降雨徑流非一致性突變分析

分別采用Mann-Kendall 檢驗法、累計距平法、有序聚類分析法、Lee-Heghinan 法、Mann-Whitney檢驗法對黃尾河流域水文序列的非一致性突變點進行分析。突變分析結果見表2。

表2 黃尾河流域降雨徑流非一致性突變成果表

Mann-Kendall 檢驗中，當統計量UF、UB 曲線超過了臨界線（±0.05 顯著性水平）時，表明原序列具有顯著的上升或者下降趨勢，反之，當統計量UF、UB 曲線均在臨界線（±0.05 顯著性水平）區間內時，表明原序列變化趨勢不明顯。當UF、UB 曲線在臨界線區間內出現交點時，表明原序列存在非一致性突變，交點對應的時間即為突變開始的時間（見圖2）。

從圖2a 可以看出，黃尾河流域年降雨量從1956—1966年經歷了小幅波動但總體減少的過程，1991—2001年為平穩波動的交替性變化。1969年和1991年為兩處明顯的相交突變點，突變點后即為長達十幾年的波動變化。

圖2 黃尾河站降雨徑流Mann-Kendall 趨勢檢驗與突變分析圖

從圖2b 可以看出，黃尾河流域年徑流量先小幅波動呈減少趨勢，后逐漸增加，突變點后呈平穩波動變化，總體變化過程與年降雨量變化過程較為類似，但變化幅度總體小于降雨量變化。1969年和1991年為兩處明顯的相交突變點。這與1966—1976“十年自然災害”時段和1991年長江流域、淮河流域大洪水是相吻合的，充分說明了Mann-Kendall 檢驗分析的有效性。

Lee-Heghinan 法檢測的突變點一般為唯一值，區分度明顯，兩條曲線在1969年和1991年出現明顯的峰值，可以看出黃尾河流域年降雨量水文序列發生突變的年份為1969年，徑流量發生突變的年份為1991年（見圖3a）。

圖3 黃尾河站降雨徑流突變分析圖

經綜合分析，根據Mann-Kendall 分析、Lee-Heghinan 法、累計距平法、有序聚類分析法、Mann-Whitney 法計算結果（見圖3b～圖3d），考慮到不同方法的適用范圍和誤差，可以得出黃尾河流域年降雨量水文序列發生非一致性突變的年份為1969年，年徑流量水文序列發生非一致性突變的年份為1991年。

4 結論

（1）自1956年以來黃尾河流域年降雨量變化總體呈增加趨勢，增加趨勢不顯著；年徑流量多年變化總體呈減少趨勢，減少趨勢不顯著，均未超過α=0.05 的顯著性水平，降雨量的變化幅度略大于徑流量變化幅度。

（2）黃尾河流域年降雨量和徑流量水文序列存在較為明顯的非一致性變化。

（3）黃尾河流域年降雨量水文序列發生非一致性突變的年份為1969年，年徑流量水文序列發生非一致性突變的年份為1991年。

受限于水文序列的時間尺度以及分析方法的適用范圍、精度，分析得出的結論可能有一定的差距，此外基于有限樣本序列突變點的周期性分析、非一致性變化受控因素權重分析以及基于現有序列對未來水文序列的非一致性預測值得進一步研究