王麗娜

（新疆水利水電勘測設計研究院，新疆 烏魯木齊830000）

黃河上游發(fā)源于青藏高原腹地，屬高原大陸性氣候，根據(jù)1967年—2010年唐乃亥水文站資料，唐乃亥站平均徑流量達198.8×108m3，約占黃河入?？谕趶搅髁康?2%，為黃河主要產流區(qū)[1]。由于黃河流域氣候寒冷、地勢高并有多年的凍土和現(xiàn)代冰川，使得雨水、冰川融水和凍土地下冰融水成為其地表水資源的主要來源，并影響著地表水資源的長序列演變趨勢以及年際波動[2－3]。近年來在氣候變化和人類活動的共同影響下，黃河上游地表水資源偏枯形勢嚴峻，對我國北方的經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展產生了嚴重的影響，世人對此關注廣泛[1]。較為統(tǒng)一的觀點認為:黃河上游徑流量是氣候同下墊面綜合作用的結果，徑流減少的主要原因是由于氣候變化，而植被破壞、土地利用、地下水位下降、凍土融化等人為和自然等因素對徑流變化會有不同程度的影響[1，4－5]。黃河水資源對我國北方農業(yè)和工業(yè)有著舉足輕重的作用[6]。

1 資料來源

本論文選用1967年—2010年唐乃亥站和上詮站的年徑流量和各月的徑流數(shù)據(jù)，以及14個氣象站（達日、貴德、共和、紅原、久治、瑪多、瑪曲、同德、澤庫、河南、臨夏、臨洮、民和及西寧站）1967年—2012年的氣象資料，保證了研究資料的精確度及序列長度。水文站和氣象站的分布如圖1所示。其中氣象資料由中國氣象科學共享網(wǎng)提供，水文資料來源于水文站，還有一些統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于黃河流域水文年鑒，這樣保證了資料的準確性，全面及完整性。對于偶爾的缺測記錄，進行了插補，保證資料的全面和完整性。流域蒸發(fā)采用FAO彭曼公式計算得到的潛在蒸散量[7]。

圖1 研究區(qū)域示意圖

2 研究方法

徑流變換通過構建統(tǒng)計與指標方法，能更清晰表征徑流變換特征與規(guī)律。劉昌明等應用Mann－Kendall和Spearman秩次相關檢驗以及線性回歸檢驗方法對黃河天然徑流量進行趨勢分析[8]；穆興民等利用諧波分析法和累積距平法分析黃河天然徑流量的周期性和年際變化過程[9]；郭鵬等利用Spearman秩次相關檢驗、滑動平均法、線性回歸檢驗等方法對鄱陽湖的水沙變化趨勢進行分析[10]；穆興民等采用變點分析法、歷時曲線法和雙累積曲線法對河龍區(qū)間來水來沙變化進行分析[11]。

本文采用以下幾種方法研究氣候變化對黃河上游徑流的影響:

（1）Mann－Kendall檢驗法

采用Mann－Kendall法對研究區(qū)域徑流序列進行突變點分析。Mann－Kendall檢驗法最初由Mann[12]與 Kendall[13]提出，現(xiàn)已被廣泛推薦并使用的非參數(shù)檢驗方法，計算簡單便捷，適用于氣象及水文等非正態(tài)分布的數(shù)據(jù)。時間序列x具有n個樣本量，構造序列:

假定時間序列隨機獨立，定義如下統(tǒng)計量:

式中:UFk為標準正態(tài)分布。給定置信度α，若｜UFk｜＞Uα/2，說明時間序列的變化趨勢顯著。

按逆序將時間序列x排列，再按上式計算，同時使:

通過分析UFk和UBk能進一步分析時間序列x的變化趨勢，而且可以判斷突變點。若UFk＞0，說明時間序列呈上升的趨勢，若UFk＜0，則表明呈下降的趨勢，當UFk曲線超過臨界線時，表明上升或下降的趨勢顯著。若UFk和UBk兩條曲線在臨界直線之間出現(xiàn)交點，那么該交點就是突變點。

（2）歸一化曲線[14]

水文要素值進行歸一化處理，可消除水文要素值變差系數(shù)的影響。

式中:α為水文要素歸一化值；Cv為水文要素值的變差系數(shù)；X為多年平均值；Xi為第i年的水文要素值。對不同水文要素的歸一化曲線進行比較，分析隨年序的變化，不同水文要素特征是否一致。

3 趨勢性分析

3.1 時間序列變化分析

3.1.1 降水年時間序列變化過程

黃河上游流域平均降水量年時間序列變化可得出:1967年—2012年降水量呈遞減趨勢，平均降水量為469.66mm，其中最大降水量為618.53mm，出現(xiàn)在1967年；最小降水量為388.9mm，出現(xiàn)在1969年。年平均降水量變化傾向率為－0.0797 mm/a，相關系數(shù)為0.02，假設序列通過置信度a＝0.95的假設檢驗，查相關系數(shù)臨界值表得α＝0.05，n＝46時γα＝0.287，而相關系數(shù)r＝0.02＜γα。表明原序列存在不顯著的遞減趨勢。

3.1.2 氣溫年時間序列變化過程

黃河上游流域平均氣溫年時間序列變化可得出:黃河上游流域1967年—2012年氣溫呈遞增趨勢。平均氣溫為1.49℃，最高溫度為3.04℃（2010年），最低溫度為0.24℃（1983年）。年平均氣溫變化傾向率為0.045℃/a，相關系數(shù)為0.817，r＝0.817＞γα。表明原序列存在顯著的遞增趨勢。

3.1.3 蒸發(fā)量年時間序列變化過程

黃河上游流域平均氣溫年時間序列可得出:黃河上游流域1967年—2012年蒸發(fā)量呈遞增趨勢。平均蒸發(fā)量為864.89mm，最大蒸發(fā)量為937.28 mm，出現(xiàn)在2010年，最小蒸發(fā)量為794.98mm，出現(xiàn)在1997年。年平均蒸發(fā)量變化傾向率為1.3593 mm/a，相關系數(shù)為0.545，r＝0.545＞γα。表明原序列存在顯著的遞增趨勢。

3.1.4 唐乃亥站徑流時間序列變化過程

唐乃亥站作為研究區(qū)域的入口站以及龍羊峽水電站的上游進口站具有重要意義，故單獨分析。

唐乃亥站年徑流時間序列可得出:唐乃亥站1967年—2010年流量呈遞減趨勢。平均徑流量為201.52×108m3，其中最大徑流量為327.9×108m3，出現(xiàn)在1989年；最小為106.4×108m3，出現(xiàn)在2002年。年平均徑流量變化傾向率為－1.32m3/（s·a），相關系數(shù)為0.302，r＝0.302＞γα。表明原序列存在顯著的遞減趨勢。

3.1.5 上詮站徑流時間序列變化過程

上詮站作為研究區(qū)域的出口站單獨分析。上詮站1967年—2010年徑流量呈遞減趨勢。平均徑流量為269.76×108m3，其中最大徑流量為464.2×108m3，出現(xiàn)在1967年；最小為144.9×108m3，出現(xiàn)在2002年。年平均徑流量變化傾向率為－2.51m3/（s·a），相關系數(shù)為0.464，r＝0.464＞γα。表明原序列存在顯著的遞減趨勢。

3.1.6 黃河上游流域徑流、氣象年際變化

黃河上游流域徑流、氣象年際變化統(tǒng)計結果見表1，從統(tǒng)計結果可以看出氣溫的極值比最大，為12.67，蒸發(fā)量的極值比最小，為1.17，氣溫的波動程度遠大于降水、蒸發(fā)及徑流序列的波動。由氣溫降水蒸發(fā)徑流的年際變化與代際變化計算可知，降水、氣溫及蒸發(fā)分別以0.0416mm/a、0.045℃/a、0.0039mm/a的趨勢增加，徑流以2.42m3/（s·a）的趨勢減少；徑流在90年代減少的最劇烈，唐乃亥站和上詮站相對于60年代分別減少了26.73%、28.75%，氣溫在2000年后增加的最為劇烈，相對于60年代增加了188.31%，見表2。

表1 流域氣溫降水蒸發(fā)徑流年際變化統(tǒng)計

表2 流域徑流降水蒸發(fā)代際變化表（相對于60年代）

3.2 Mann－Kendall突變分析

應用Mann－Kendall法對研究區(qū)域水文氣象序列進行突變點分析，累積距平驗證MK檢驗的結果。取0.05信度的顯著性水平，得到兩條臨界線，若UF、UB曲線在臨界線內有交點，則是滿足一定置信度的突變點。

3.2.1 降水突變分析

降水突變分析MK圖，如圖2，從圖2中可以看出UF和UB曲線波動變化，但在0.05的臨界線之間無交點，說明黃河上游年降水量整體變化復雜，降水未出現(xiàn)突變點。

圖2 降水量突變Mann－Kendall曲線

3.2.2 氣溫突變分析

從圖3的UF曲線可看出，自1967年—1986年黃河上游年平均氣溫存在震蕩降溫趨勢，自1986年以來，表現(xiàn)為明顯的增溫趨勢，1998年UF曲線超過了顯著性水平0.01臨界線，表明黃河上游年平均氣溫的增加是非常顯著的。同時，在臨界線之間，UF、UB曲線有兩個交點，且位置非常接近，說明在1997年附近平均氣溫可能發(fā)生了突變，經(jīng)歷了由偏冷向偏暖的趨勢轉變，進入了一個相對偏暖的時期。

3.2.3 蒸發(fā)突變分析

從蒸發(fā)量MK圖中可以看出，UF曲線呈上升趨勢，且在1998年超出了0.05顯著性臨界值。在0.05的臨界線內，UF、UB曲線之間有一個交點，出現(xiàn)在1993年，說明黃河上游在1993年附近蒸發(fā)量經(jīng)歷了由少到多的轉變。

圖3 氣溫突變Mann－Kendall曲線

圖4 蒸發(fā)量突變Mann－Kendall曲線

3.2.4 唐乃亥站徑流突變分析

通過 Mann－Kendall突變檢驗，可以清楚的辨析唐乃亥站1967年—2010年徑流量的變化趨勢及發(fā)生突變的年份。自1967年—1970年黃河上游年徑流量存在減少趨勢，1970年—1983年以來，表現(xiàn)為震蕩遞增趨勢，自1997年UF曲線超過了顯著性水平0.01臨界線，說明黃河上游年徑流量存在顯著的遞減趨勢。UF、UB曲線在顯著性水平0.01的臨界線之間有兩個交點，且位置非常接近，說明在1989年附近年徑流量可能發(fā)生了突變，經(jīng)歷了由多變少的趨勢。

圖5 徑流突變分析Mann－Kendall曲線

4 氣候因子對徑流變化的影響

4.1 相關性分析

突變前后氣候因子與徑流相關性對比關系見表3，對比突變前后變化，氣溫與徑流量的相關系數(shù)從0.352增加到0.728，表明氣溫對流域徑流量的影響大幅增加。蒸發(fā)與徑流量的相關系數(shù)從0.732下降到0.410，表明蒸發(fā)對流域徑流量的影響大幅下降。

表3 氣候因子與徑流相關系數(shù)表

4.2 歸一化曲線分析

用唐乃亥站徑流量與各氣象因子進行歸一化處理（圖6～圖8），可以看出，60年代初到90年代，流域蒸發(fā)量總體趨勢平穩(wěn)，降水量處于增加，徑流量總體趨勢是增加的；90年代至2010年蒸發(fā)量是呈增加趨勢，徑流量比前期有所減少。

圖6 徑流－氣溫歸一曲線

圖7 徑流－蒸發(fā)歸一曲線

圖8 徑流－降水歸一化曲線

由1967年—2010年黃河上游年降水量和年徑流量進行歸一化曲線分析，可以得出如下結論:降水量與徑流量的變化規(guī)律十分接近，降水量偏多的階段與徑流來水較多階段相同，降水少的年份與枯水階段的年份也是相同的。另外，出現(xiàn)最大徑流量的年份同時也是最大降水量出現(xiàn)的年份，例如唐乃亥站1989年徑流量為327.94×108m3，降水量為50.92mm，兩者均較大，如1969年，出現(xiàn)降水量較少干旱較為嚴重的年份，同時也是徑流量偏枯的年份。

5 結 論

本文分析了黃河上游流域唐乃亥站以上的水文、氣象要素的變化規(guī)律。首先，根據(jù)氣象要素和徑流的時間變化過程及其傾向率，判斷水文序列的趨勢性，然后采用Mann－kendall法進一步檢驗時間序列趨勢性及是否顯著，同時分析時間序列的突變點。主要結論如下:

（1）通過研究區(qū)域降水、氣溫、蒸發(fā)量及水文站年徑流的年際變化曲線及線性趨勢線可以得出:降水大致呈不顯著遞增趨勢；全區(qū)氣溫、蒸發(fā)量呈顯著遞增趨勢；徑流量呈現(xiàn)顯著減少的趨勢。

（2）利用Mann－kendall法分析區(qū)域平均降水、氣溫、蒸發(fā)及水文站平均年徑流的突變點，可以得出:氣溫在1997年發(fā)生突變；降水沒有突變；蒸發(fā)量的突變點發(fā)生在1993年；徑流的突變出現(xiàn)在1989年。與溫度、降水和蒸發(fā)的突變檢驗結果進行對比，徑流量發(fā)生突變的時間與這幾個因素的一致性較差，可知徑流量不僅受氣溫、降水、蒸發(fā)等氣候因子的影響，還受到其他因素例如土壤、植被等因素的影響。

（3）突變前，氣候因子與流量的相關性:氣溫＜蒸發(fā)＜降水，說明流量的變化受降水影響最大；突變后，氣候因子與流量的相關性:氣溫＞降水＞蒸發(fā)，說明氣溫對流量的變化影響最大。

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