漳河觀臺水文站徑流量演變趨勢及突變分析

鄭艷軍

（河北省邯鄲水文勘測研究中心，河北 邯鄲 056001）

1 流域及測站概況

漳河位于海河流域西南部，屬漳衛南運河水系的一級支流，跨山西、河北、河南三省。上游分清漳河和濁漳河兩條支流，在河北省涉縣合漳村匯合后稱為漳河。漳河自濁漳河南源源頭至漳河、衛河匯流處徐萬倉，全長460 km，流域總面積19 220 km2。流域以山區地貌為主，山間盆地是主要農耕區，經濟發展較快。漳河流域是國內水資源最緊缺的地區之一，也是我國水事矛盾最尖銳的地區之一。

觀臺水文站設立于1941 年，前身為日偽華北政務委員會建設總署設立的石場水文站。1952 年11月，斷面上遷2 km，變更為觀臺水文站。觀臺水文站位于河北省邯鄲市磁縣都黨鄉冶子村，是漳河干流上的控制站、岳城水庫入庫站和國家重要水文站，集水面積17 800 km2，占漳河流域總面積的92.6%，監測項目有降水量、水位、流量、泥沙、顆粒分析、水溫、冰情及水質等。在觀臺水文站以上的流域內建有匡門口、郝趙等83處雨量站；漳澤水庫、杜家河水庫等108 座大中小型水庫，總庫容約14 億m3；在侯壁—匡門口—觀臺區間建有紅旗渠、躍進渠等4 處大型跨流域引水工程，建有侯壁、蔡家莊等10 處基本水文站。

2 資料來源

選用觀臺水文站1951—2020 年的實測徑流量資料，對該站的徑流演變趨勢進行分析研究。所有資料均來源于歷年整編后的《水文年鑒》和河北省水文勘測研究中心收集整理的水文資料，對個別監測資料缺測、欠準的情況均通過分析利用可靠的方法進行了插補，采用等值線圖等圖件進行檢驗校核，以確保資料完整可靠。

3 徑流量特征

漳河觀臺水文站徑流量年內分配不均勻，徑流量最大的月份主要集中在7—10 月，多年平均連續最大4個月的徑流量占年徑流量的64.8%，是全年的豐水期，其中8、9月的徑流量最為集中，占年徑流量的41.7%。3、4、5月是全年的枯水期，徑流量僅占全年徑流量的10.9%。1996 年是特大洪水年份，觀臺水文站7—10月的徑流量占年徑流量的90.7%，其中8月份的徑流量占年徑流量的72.6%，年內分配不均勻可見一斑。觀臺水文站徑流量年內分配，詳見表1。

表1 觀臺水文站徑流量年內分配

觀臺水文站徑流量年際變化大，徑流量最大的年份出現在1956年，達到40.87億m3；2019年為徑流量最小的年份，僅為0.652 4 億m3，極值比達到60.6，年徑流量的變差系數Cv值為1.35。

4 徑流量演變趨勢及突變分析

4.1 研究方法

4.1.1 Mann-Kendall趨勢檢驗法

Mann-Kendall 非參數秩次相關檢驗法是一種檢驗時間系列資料是否具有變化趨勢的方法，這種方法的優點是具有高度的靈活性和自由度，不需要樣本遵從某種特定的分布，也不會受到少數異常數值的干擾，常用于徑流、降水等水文時間序列的趨勢檢驗。本文利用此方法來檢驗觀臺水文站徑流量的變化趨勢。

對于一個n年時間序列x（x1，x2，…，xn），確定該時間序列所有的對偶值（xi，xj；i=1，2，…，n-1；j=i+1，i+2，…，n），統計對偶值中的xi

式中：n為時間序列長度，當序列長度n增大時，U很快趨于標準正態分布。

假定時間序列沒有變化趨勢，在給定的顯著水平α 下，可在標準正態分布表中查得臨界值Uα/2，當|U|Uα/2時，拒絕假設，說明時間序列的趨勢性顯著。U為正值時，時間序列呈現遞增趨勢；U為負值時，時間序列呈現遞減趨勢。統計量U可以作為判別水文時間序列數據趨勢性大小的尺度，|U|越大，則在一定程度上可以說明時間序列的趨勢性變化越顯著。

4.1.2 有序聚類分析法

有序聚類分析法是一種推求時間序列發生可能性突變點的有效方法，也就是推求最優分割點，使得同類之間的離差平方和最小而不同類之間的離差平方和相對較大。突變點前、后的水文序列均值計算公式為：

式中：Vτ、Vn-τ分別為突變點前、后的水文序列均值。

總離差和的計算公式為：

據了解，世界肥料大會是由國際肥料科學中心組織的與肥料有關的序列會議，也是肥料領域和行業內首屈一指的國際性會議，在世界肥料領域中擁有很大影響力的頂級會議。世界肥料大會的召開，為中國科學家和企業了解世界肥料科學研究的現狀和產業發展趨勢，學習交流肥料研發生產和應用的先進經驗，解決我國肥料利用率低和環境問題，全方位宣傳我國肥料研究、企業生產和應用的成果提供了高層次的平臺。本次大會對加快土壤營養與肥料學科發展，促進我國肥料行業健康快速發展，實現化肥零增長目標具有重要意義，是落實生態文明建設國家基本方略和綠色發展理念的一次科學實踐。

根據總離差和，求最優分割點，其計算公式為：

4.1.3 滑動t檢驗法

滑動t檢驗法也是推求時間序列可能性突變點的有效方法，具體做法是對時間序列逐點進行檢驗。對于滿足t>ta/2的所有可能的點，將t的極大值作為可能的變異點，從n年時間序列中分別抽取容量為n1、n2的2個樣本，對于滑動點τ前后而言，定義統計量為：

式中：s1、s2分別為前后相鄰的n1、n2年的均方差；、分別為前后相鄰的n1、n2年的均值。由檢驗水平α寫出拒絕域的形式，由t分布表查得ta/2值，并計算統計量t。經計算得出結論，若t大于統計量ta/2，則拒絕假設；若t小于統計量ta/2，則接受假設。

4.2 徑流量趨勢分析

依據觀臺水文站70 a 實測資料，分別繪制年徑流量變化曲線、5 a 滑動平均曲線和線性擬合曲線，如圖1所示。從圖1可以看出，3 種曲線均呈減少趨勢，年徑流量以0.284 7億m3的傾向率減少。特別是20世紀70年代中后期以來，徑流量減少的趨勢更加明顯，運用Mann-Kendall 非參數秩次相關檢驗法對年徑流量系列資料進行分析計算，在給定α=0.05情況下，計算相關統計量U=-6.08，而Uα/2=1.96，|U|>Uα/2，說明徑流量時間序列存在著顯著的遞減趨勢。

圖1 觀臺水文站年徑流量變化趨勢

4.3 徑流量突變點分析

4.3.1 有序聚類分析法

利用有序聚類分析法對觀臺水文站年徑流量進行分析，計算出與τ 對應的年徑流量Sn( )τ，繪制年徑流量變化曲線，如圖2所示。

從圖2可以看出，1977年是突變點，年徑流量的數值為2 737 萬m3，且為極小值，最為顯著。在此之后，人類活動和氣候變化對徑流量的影響顯著。

圖2 觀臺水文站年徑流量變化曲線

以1977 年為界，將觀臺水文站70 a 的實測徑流資料劃分為2個時段，即1951—1977年的年平均徑流量為16.84 億m3、1978—2020 年的年平均徑流量為3.939億m3，前后相比較年徑流量減少了12.90億m3，下降幅度達76.6%，由此可以看出觀臺水文站年徑流量在1977年后急劇減少。

4.3.2 滑動t檢驗法

利用滑動t檢驗法對觀臺水文站年徑流量進行分析計算，得出1977年t值為統計值中極大值，即t=8.282，觀臺水文站年徑流t值變化曲線如圖3所示。

圖3 觀臺水文站年徑流t值變化曲線

當置信水平α=0.05 時，查自由度為n=n1+n2-2=68 的t分布表，可知ta/2=1.99，故|t|＞ta/2，所以否定原假設，說明年徑流量存在顯著性差異，即年徑流量序列在1977年發生突變。

5 徑流量減少原因分析

降水量是河流的主要補給來源，降水量的變化對徑流量起著十分重要的影響。同樣，利用Mann-Kendall非參數秩次相關檢驗法對觀臺水文站1951—2020年的降水量資料進行趨勢檢驗，經計算得到U=-2.52，在給定的置信水平α=0.05 下，Uα/2=1.96，能夠通過假設檢驗，表明觀臺水文站的降水量存在著顯著的遞減趨勢，但其減少的顯著性不及徑流量。這說明徑流量的減少除受降水量減少影響之外，還受人類活動的影響。

人類活動通過改變區域下墊面影響產匯流過程。據不完全統計，觀臺水文站上游流域內，20世紀90年代至目前，共有超過90 km2的耕地、林地變更為居住用地，同時水面面積增加大于30 km2，說明90 年代以來上游流域內城鎮化加速推進，使工業及生活用水量大幅度增加。另外，在水利工程建設增加水面面積的同時也破壞了天然的水循環，導致徑流量趨于減少。這說明人類活動也是觀臺水文站徑流量減少的重要因素。

6 結論

通過分析，得出如下結論。

（1）漳河觀臺水文站徑流量年內分配不均，7—10 月的徑流量占全年的64.8%。年際變化大，極值比達到60.6。

（2）由5 a 滑動平均曲線可以看出，1977 年后至今，觀臺水文站的徑流量在波動中呈現遞減趨勢。利用Mann-Kendall 檢驗法對該站70 a 的實測徑流資料進行檢驗，結果顯示徑流量遞減趨勢顯著。

（3）利用有序聚類分析法和滑動t檢驗法對觀臺水文站徑流量分析，得出1977 年是發生顯著突變的突變點，前后相比較年徑流量下降了76.6%。

（4）利用Mann-Kendall 檢驗法對觀臺水文站降水量進行分析，得出觀臺水文站降水量也有遞減趨勢，但其減少幅度不及徑流量。此外，上游流域內城鎮化推進和水利工程大規模建設共同造成了突變點后徑流量的急劇減少。可見，漳河觀臺水文站徑流量減少是氣候變化和人類活動共同影響的結果。