徐成漢，唐 勇

(1.長(zhǎng)江工程職業(yè)技術(shù)學(xué)院，武漢 430212；2.四川省都江堰管理局東風(fēng)渠道管理處，四川 都江堰 611800)

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烏江流域降水徑流響應(yīng)關(guān)系研究

徐成漢1，唐 勇2

(1.長(zhǎng)江工程職業(yè)技術(shù)學(xué)院，武漢 430212；2.四川省都江堰管理局東風(fēng)渠道管理處，四川 都江堰 611800)

根據(jù)烏江流域1956～2014年長(zhǎng)達(dá)59年的降雨、徑流資料，采用線(xiàn)性回歸趨勢(shì)分析、Mann-Kendall分析、Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)、Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果表明：(1)烏江流域降雨系列呈減小趨勢(shì)，平均線(xiàn)性遞減率為-1.52mm/a，但減小趨勢(shì)并不顯著。(2)烏江流域徑流深系列呈下降趨勢(shì)，平均線(xiàn)性遞減率為-0.525mm/a，且下降趨勢(shì)也不顯著。(3)烏江流域徑流系數(shù)系列基本沒(méi)有變化，平均線(xiàn)性遞增率為0.0002mm/a，但上升趨勢(shì)并不顯著。

降水徑流；趨勢(shì)分析；烏江流域

隨著長(zhǎng)江上游三峽水庫(kù)等一批大型水利工程的興建及投入使用，長(zhǎng)江流域的徑流量有較大幅度的減小。究其原因，是由于長(zhǎng)江上游降水量減少，還是用水量、耗水量增多，還是人類(lèi)活動(dòng)的影響，這個(gè)問(wèn)題一直困擾著水文工作者。為了探究長(zhǎng)江上游流域水資源量減少的原因，為長(zhǎng)江上游水庫(kù)調(diào)度方案編制提供依據(jù)，受長(zhǎng)江水利委員會(huì)水文局的委托，我們對(duì)長(zhǎng)江上游地區(qū)自1956～2014年長(zhǎng)達(dá)59年的降水、徑流資料進(jìn)行了趨勢(shì)分析，力求弄清長(zhǎng)江上游水資源減少的原因，為長(zhǎng)江流域水資源的合理開(kāi)發(fā)與利用提供相應(yīng)依據(jù)。

針對(duì)長(zhǎng)江上游水資源量的減少，有關(guān)的學(xué)者也進(jìn)行了大量的研究。李林、王振宇[1]等指出近40年以來(lái)長(zhǎng)江上游徑流量呈減少趨勢(shì)，其中以秋季徑流量減小最為明顯。孫甲嵐[2]等認(rèn)為長(zhǎng)江上游平均氣溫有上升趨勢(shì)，年降雨有降低趨勢(shì)，宜昌站徑流總量有減小趨勢(shì)。邵駿[3]等通過(guò)對(duì)降水徑流的關(guān)聯(lián)檢驗(yàn)得知，烏江徑流變化與降水之間關(guān)系密切，同時(shí)下墊面和人類(lèi)活動(dòng)也對(duì)年徑流的變化產(chǎn)生了一定影響。

烏江[4～5]是長(zhǎng)江上游南岸的一支最大支流，源出烏蒙山東麓，流經(jīng)貴州、四川兩省，于涪陵匯入長(zhǎng)江。集水面積87 920km2，河長(zhǎng)1 030余km，天然落差2 120余m。降雨主要集中于5～9月，秋雨較多。汛期中暴雨比較分散，以思南至彭水一帶較大。流域內(nèi)降雨分布不均，全流域多年平均年降水量900～1 400mm，最低值一般為600～900mm。

本文利用烏江流域自1956～2014年共計(jì)59年的降水、徑流資料系列，采用線(xiàn)性回歸趨勢(shì)分析、Mann-Kendall分析、Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)、Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)等方法進(jìn)行趨勢(shì)檢驗(yàn)與分析，以期對(duì)長(zhǎng)江上游烏江流域的降水徑流關(guān)系進(jìn)行分析，為長(zhǎng)江上游水資源合理調(diào)度提供依據(jù)。

1 烏江流域降水資料分析

1.1 線(xiàn)性?xún)A向回歸分析

對(duì)烏江流域降雨系列(1956～2014)進(jìn)行回歸分析，得出線(xiàn)性回歸方程為：x=-1.5157t+4138，相應(yīng)統(tǒng)計(jì)參數(shù)為：T=-1.734，r=-0.224。

當(dāng)給定a=0.05，n-2=59-2=57，查T(mén)分布得臨界值ta/2(n-2)=2.002>|T|=1.734，說(shuō)明烏江流域降雨系列有減小趨勢(shì)，但減小趨勢(shì)不顯著。

當(dāng)給定a=0.05，n-2=59-2=57，查相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)表得臨界值ra(n-2)=0.256>|r|=0.224，同樣說(shuō)明烏江流域降雨系列有減小趨勢(shì)，且減小趨勢(shì)不顯著。

圖1 烏江流域(1956～2014)降雨系列線(xiàn)性?xún)A向趨勢(shì)變化過(guò)程線(xiàn)

烏江流域降雨系列趨勢(shì)曲線(xiàn)如圖1所示。從圖可以看出烏江流域多年平均降雨量為1 129mm，近59年來(lái)降雨量呈下降趨勢(shì)，平均線(xiàn)性遞減率為1.52mm/a。

1.2 Mann-Kendall法

根據(jù)烏江流域1956～2014年降雨系列資料作出M-K檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量變化如圖2所示。

(1)趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果：經(jīng)計(jì)算，烏江流域降雨系列Z=-1.45，即|Z|=1.45

(2)趨勢(shì)分析：烏江流域1957～1963年降雨資料系列呈下降趨勢(shì)，1964～1987年期間呈上升趨勢(shì)，從1988～1999年呈下降趨勢(shì)，2003～2014年呈下降趨勢(shì)，以上趨勢(shì)變化均不顯著。

(3)突變分析：從圖2可以看出UF和UB的交點(diǎn)有1個(gè)，位于臨界線(xiàn)區(qū)間，因此根據(jù)Mann-Kendall秩檢驗(yàn)方法，得出突變點(diǎn)1個(gè)，即烏江流域降雨系列趨勢(shì)變化的突變點(diǎn)在2003年前后。

圖2 烏江流域1956～2014年降雨系列變化趨勢(shì)診斷結(jié)果

1.3 Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)

對(duì)烏江流域降雨資料系列(1956～2014)進(jìn)行Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)計(jì)算，計(jì)算結(jié)果為T(mén)=1.40。

選擇置信水平a=0.05，n-2=59-2=57，查T(mén)分布得臨界值|tα/2(n-2)=2.002>|T|=1.40，即接收原假設(shè),說(shuō)明烏江流域降雨系列有減小趨勢(shì)，但減小趨勢(shì)不顯著。

1.4 Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)

給定顯著性水平a=0.05，查正態(tài)分布表得到臨界值Ua/2=1.96，由于|M|=1.46

2 烏江流域徑流資料分析

2.1 線(xiàn)性?xún)A向回歸分析

對(duì)烏江流域徑流資料系列(1956～2014)進(jìn)行回歸分析，得出線(xiàn)性回歸方程為：x=-0.5255t+1653.3，相應(yīng)統(tǒng)計(jì)參數(shù)為：T=-0.648，r=-0.086。

當(dāng)給定a=0.05，n-2=59-2=57，查T(mén)分布得臨界值|tα/2(n-2)=2.002>|T|=0.648，說(shuō)明烏江流域徑流系列有減小趨勢(shì)，但減小趨勢(shì)不顯著。

當(dāng)給定a=0.05，n-2=59-2=57，查相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)表得臨界值ra(n-2)=0.256>|r|=0.086，同樣說(shuō)明烏江流域徑流系列有減小趨勢(shì)，且減小趨勢(shì)不顯著。

圖3 烏江流域(1956～2014)徑流系列線(xiàn)性?xún)A向趨勢(shì)變化過(guò)程線(xiàn)

烏江流域徑流系列趨勢(shì)曲線(xiàn)如圖3所示。從圖可以看出烏江流域多年平均徑流深為610mm，近59年來(lái)徑流深呈下降趨勢(shì)，平均線(xiàn)性遞減率為0.525mm/a。

2.2 Mann-Kendall法

根據(jù)烏江流域1956～2014年徑流深系列資料作出M-K檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量變化如圖4所示。

(1)趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果：經(jīng)計(jì)算，烏江流域徑流深系列Z=-0.40，即|Z|=0.40

(2)趨勢(shì)分析：烏江流域徑流深資料系列在1958～1963年期間呈下降趨勢(shì)，從1964～2010年后開(kāi)始呈持續(xù)上升趨勢(shì)，其中1976～1978、1983～1984年期間上升趨勢(shì)顯著，2011～2014年呈下降趨勢(shì)。

(3)突變分析：從圖4可以看出UF和UB的交點(diǎn)有3個(gè)，位于臨界線(xiàn)區(qū)間，因此根據(jù)Mann-Kendall秩檢驗(yàn)方法，得出突變點(diǎn)3個(gè)，即烏江流域徑流深系列趨勢(shì)變化的突變點(diǎn)在1958、1961、2008年前后。

2.3 Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)

對(duì)烏江流域徑流深系列(1956～2014)進(jìn)行Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)計(jì)算，計(jì)算結(jié)果為T(mén)=0.42。

選擇置信水平a=0.05，n-2=59-2=57，查T(mén)分布得臨界值tα/2(n-2)=2.002>|T|=0.42，即接收原假設(shè)，說(shuō)明烏江流域徑流深系列趨勢(shì)變化不顯著。

2.4 Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)

給定顯著性水平a=0.05，查正態(tài)分布表得到臨界值Uα/2=1.96，由于|M|=0.41

3 降雨徑流關(guān)系變化趨勢(shì)分析

3.1 徑流系數(shù)趨勢(shì)分析

對(duì)烏江流域徑流系數(shù)資料系列(1956～2014)進(jìn)行回歸分析，得出線(xiàn)性回歸方程為：x=0.0002t+0.0676，相應(yīng)統(tǒng)計(jì)參數(shù)為：T=0.679，r=0.09。

當(dāng)給定a=0.05，n-2=59-2=57，查T(mén)分布得臨界值tα/2(n-2)=2.002>|T|=0.679，說(shuō)明烏江流域徑流系數(shù)系列有增加趨勢(shì)，但增加趨勢(shì)不顯著。

當(dāng)給定a=0.05，n-2=59-2=57，查相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)表得臨界值ra(n-2)=0.256>|r|=0.09，同樣說(shuō)明烏江流域徑流系數(shù)系列有增加趨勢(shì)，且增加趨勢(shì)不顯著。

烏江流域徑流系數(shù)系列趨勢(shì)曲線(xiàn)如圖5所示。從圖可以看出烏江流域多年平均徑流系數(shù)為0.54，近59年來(lái)徑流系數(shù)基本沒(méi)有變化，平均線(xiàn)性遞增率為0.0002mm/a。

3.2 Mann-Kendall法

根據(jù)烏江流域1956～2014年徑流系數(shù)系列資料作出M-K檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量變化如圖6所示。

圖6 烏江流域1956～2014年徑流系數(shù)系列變化趨勢(shì)診斷結(jié)果

(1)趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果：經(jīng)計(jì)算，烏江流域徑流系數(shù)系列Z=0.667，即|Z|=0.667

(2)趨勢(shì)分析：烏江流域徑流系數(shù)系列在1957～1958年期間呈上升趨勢(shì)， 1959～1962年期間呈下降趨勢(shì)，從1963～2014年呈持續(xù)上升趨勢(shì)，且1975～1985、1996～2005年上升趨勢(shì)顯著。

(3)突變分析：從圖6可以看出UF和UB的交點(diǎn)有7個(gè)，位于臨界線(xiàn)區(qū)間，因此根據(jù)Mann-Kendall秩檢驗(yàn)方法，得出突變點(diǎn)7個(gè)，即烏江流域徑流系數(shù)系列趨勢(shì)變化的突變點(diǎn)在1958、1961、2010～2013年前后。

3.3 Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)

對(duì)烏江流域徑流系數(shù)資料系列(1956～2014)進(jìn)行Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)計(jì)算，計(jì)算結(jié)果為T(mén)=-0.788。

選擇置信水平a=0.05，n-2=59-2=57，查T(mén)分布得臨界值ta(n-2)=2.002>|T|=0.788，即接收原假設(shè),說(shuō)明烏江流域徑流系數(shù)系列趨勢(shì)變化不顯著。

3.4 kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)

給定顯著性水平a=0.05，n-2=59-2=57，查正態(tài)分布表得到臨界值Uα/2=1.96，由于|M|=0.670，說(shuō)明徑流系數(shù)序列有上升趨勢(shì)，但上升趨勢(shì)不明顯。

4 結(jié) 論

通過(guò)對(duì)烏江流域1956～2014共計(jì)59年的降水、徑流資料的統(tǒng)計(jì)分析，采用線(xiàn)性回歸趨勢(shì)分析、Mann-Kendall分析、Spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)、Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)等4種趨勢(shì)檢驗(yàn)分析方法，其成果歸納如表1。

表1 烏江流域1956～2014年降水徑流響應(yīng)關(guān)系趨勢(shì)分析成果匯總表

結(jié)論是：(1)烏江流域多年平均降水量為1 129.4mm，降雨系列呈減小趨勢(shì)，平均線(xiàn)性遞減率為1.52mm/a，但減小趨勢(shì)并不顯著。根據(jù)Mann-Kendall法，得出突變點(diǎn)在2003年前后，且實(shí)變?cè)?5%的信度水平之內(nèi)。(2)烏江流域多年平均徑流深為610.15mm，近59年徑流深系列呈下降趨勢(shì)，平均線(xiàn)性遞減率為0.525mm/a，且下降趨勢(shì)也不顯著。根據(jù)Mann-Kendall秩相關(guān)檢驗(yàn)得出突變點(diǎn)3個(gè)，即烏江流域徑流深系列趨勢(shì)變化的突變點(diǎn)在1958、1961、2008年前后。(3)烏江流域多年平均徑流系數(shù)為0.54，近59年來(lái)徑流系數(shù)系列基本沒(méi)有變化，平均線(xiàn)性遞增率為0.0002mm/a，且趨勢(shì)并不顯著。

流域產(chǎn)生的徑流是流域內(nèi)的降水與流域下墊面條件共同作用下的產(chǎn)物，當(dāng)流域下墊面條件變化不大時(shí)，流域內(nèi)的徑流與降水的演變規(guī)律是基本一致的，而其差異性主要是人類(lèi)活動(dòng)的影響。由烏江流域降水徑流響應(yīng)關(guān)系的分析可以看出，烏江流域徑流的減少其原因主要有以下兩個(gè)方面，一是流域內(nèi)降水量的減少，二是人類(lèi)活動(dòng)的影響。

[1] 李 林，王振宇，等.長(zhǎng)江上游徑流量變化及其與影響因子關(guān)系分析[J].自然資源學(xué)報(bào).2004，19(6)：694-700.

[2] 孫甲嵐，雷曉輝，等.長(zhǎng)江流域上游氣溫、降水及徑流變化趨勢(shì)分析[J].水電能源科學(xué)，2012，30(5)：1-4.

[3] 邵 駿，范可旭，等.烏江干流年徑流變化趨勢(shì)及成因分析[J].水文，2012，32(6):86-91.

[4] 《長(zhǎng)江志》編纂委員會(huì).長(zhǎng)江志[M].北京：中國(guó)大百科全書(shū)出版社，2003:162-170.

[5] 郭海晉，張洪鋼，等.金沙江與長(zhǎng)江中游洪水組成及遭遇規(guī)律研究[M].武漢：長(zhǎng)江出版社，2013:3-13.

On Response Relationship between Precipitation and Runoff in Wujiang Valley

XU Cheng-han1，TANG Yong2

(1.Changjiang Institute of Technology, Wuhan 430212, China;2.Sichuan Dujiangyan Administation, Dujiangyan 611800, China)

The rainfall and runoff data of Wujiang valley during 1956-2014 are analyzed by using linear regression trend analysis, Mann-Kendall analysis, Spearman rank correlation method and Mann-Kendall rank correlation method.The results showed that: 1) The rainfall series of Wujiang valley is decreasing with an average linear decreasing rate of -1.52mm/a, but the decreasing trend is not significant.2) The runoff depth series of Wujiang valley is also decreasing with an average linear decline rate of -0.525mm/a, and the decreasing trend is not significant either.3) The runoff coefficient series of Wujiang valley has not changed; the rising trend is not significant with an average linear increasing rate of 0.0002mm/a.

rainfall; runoff; Wujiang valley; trend analysis

2016-08-23

徐成漢(1965-)，男，湖北仙桃人，副教授，大學(xué)，主要從事水文水資源教學(xué)及研究工作。

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1673-0496(2016)04-0010-03

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