朱錦 朱衛(wèi)紅

摘要：季節(jié)與年間降水量的巨大差異導(dǎo)致布爾哈通河流域洪澇與干旱災(zāi)害頻發(fā)。本文通過對(duì)布爾哈通河干流天然年徑流量序列的變異點(diǎn)進(jìn)行三步診斷，一階段采用過程線法、滑動(dòng)平均法和Hurst系數(shù)法進(jìn)行預(yù)診斷，以確定是否需要進(jìn)一步詳細(xì)診斷；二階段采用Pettitt檢驗(yàn)法、Mann—Kenddall（M-K）檢驗(yàn)法、滑動(dòng)T檢驗(yàn)、累計(jì)距平法和秩和檢驗(yàn)進(jìn)行詳細(xì)診斷，以確定變異點(diǎn)的可能年份；三階段是對(duì)預(yù)診斷和詳細(xì)診斷的綜合分析，最終確定出變異年份為1966年、1985年和2002年。

關(guān)鍵字：布爾哈通河；天然年徑流量；變異點(diǎn)；綜合診斷

1 引言

布爾哈通河地處東經(jīng)129°46′-129°38′，北緯42°27′-43°23′，河源位于安圖縣哈爾巴嶺山脈東南麓沼澤，流向?yàn)镋SE，橫穿延邊朝鮮族自治州中部平原盆地。其主要流經(jīng)地為安圖縣的明月、亮兵、石門，龍井市的銅佛寺、老頭溝，以及延邊州首府延吉市，最終在圖們市下嘎村附近匯入嘎呀河。布爾哈通河干流全長172km，整體流域面積7064km2，多年平均年徑流量63198萬m3，是發(fā)源于延邊州境內(nèi)最長的河流，屬于圖們江水系二級(jí)支流[1，2]。本文的研究區(qū)域是布爾哈通河干流流經(jīng)的包括安圖縣、龍井市、延吉市、圖們市總面積約3161km2的與人類生產(chǎn)生活密切相關(guān)的區(qū)域。

布爾哈通河流域地處北半球中溫帶，為大陸性半濕潤和半干旱季風(fēng)氣候，其特點(diǎn)表現(xiàn)為春季干燥多風(fēng)，夏季溫?zé)岫嘤辏锛緵鏊儆?，冬季寒冷干燥。流域?nèi)多年平均降水量約580mm，且季節(jié)分配極不均勻，6～ 9月降水量占全年降水總量的70%左右，且大多以夏季暴雨的形式[3]；不同年份之間的降水量也存在顯著差異，從1956年至2015年間，降水量最大為2000年，達(dá)890.5mm，最小為1967年，僅為350.2mm。這種季節(jié)與年間降水量的差異導(dǎo)致布爾哈通河流域洪澇與干旱災(zāi)害頻發(fā)。為幫助人們預(yù)警預(yù)測(cè)并應(yīng)對(duì)洪旱災(zāi)害，需探討布爾哈通河徑流序列的水文特性，對(duì)流域多年徑流序列進(jìn)行變異點(diǎn)綜合診斷。

2 數(shù)據(jù)與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)取自延邊朝鮮族自治州水利局《吉林省延邊朝鮮族自治州水資源綜合規(guī)劃水資源調(diào)查評(píng)價(jià)附表2012.5》，為榆樹川站、磨盤山站1956年至2015年共60的水文數(shù)據(jù)資料。

2.2研究方法

本文對(duì)布爾哈通河天然年徑流序列的變異點(diǎn)綜合診斷方法主要分為三個(gè)階段：預(yù)診斷、詳細(xì)診斷和綜合診斷。

預(yù)診斷過程的目的是檢驗(yàn)水文序列的隨機(jī)性[4]，判斷多年徑流序列變異點(diǎn)存在的確定性，由此確定是否具有詳細(xì)診斷和綜合診斷的必要。本文將采用過程線法、滑動(dòng)平均法和Hurts系數(shù)法對(duì)多年徑流序列進(jìn)行隨機(jī)性檢驗(yàn)，判斷序列是否可能存在變異；詳細(xì)診斷是在預(yù)診斷結(jié)束之后再利用多種診斷方法對(duì)徑流序列的變異進(jìn)行進(jìn)一步的診斷分析，本文將采用Pittitt檢驗(yàn)法、Mann-Kendall法、滑動(dòng)T檢驗(yàn)法、累計(jì)距平法和秩和檢驗(yàn)法共5種方法對(duì)布爾哈通河干流多年天然徑流序列進(jìn)行診斷，以期找到徑流序列中可能存在的變異點(diǎn)；綜合診斷過程是對(duì)預(yù)診斷和詳細(xì)診斷結(jié)果的綜合統(tǒng)計(jì)分析，將檢驗(yàn)出為變異點(diǎn)次數(shù)較多的若干點(diǎn)作為可能變異點(diǎn)。

3 布爾哈通河徑流序列變異點(diǎn)診斷

3.1 預(yù)診斷

3.1.1 過程線法

據(jù)延邊朝鮮族自治州水利局1956年至2015年的布爾哈通河干流天然年徑流量序列數(shù)據(jù)制作序列過程線圖。圖1是布爾哈通河天然年徑流序列過程線，可以發(fā)現(xiàn)布爾哈通河干流的多年天然年徑流量具有非常明顯的起伏，隨機(jī)性較強(qiáng)。其峰值出現(xiàn)在1986年和2000年，低值出現(xiàn)在1978年。整體呈下降趨勢(shì)。

3.1.2 滑動(dòng)平均法

滑動(dòng)平均法是對(duì)n個(gè)x序列數(shù)據(jù)進(jìn)行趨勢(shì)分析，基本思路是在序列數(shù)據(jù)中取每k個(gè)相鄰數(shù)據(jù)的平均值作為特征值，并放在該個(gè)序列數(shù)據(jù)的中間時(shí)間軸上，由此可取得個(gè)特征值。這樣的算法過程可以過濾序列數(shù)據(jù)中的隨機(jī)起伏，計(jì)出其統(tǒng)計(jì)特征量，從而使得特征值顯示出較為平滑的變化趨勢(shì)。其算法如下：

公式（1）

依據(jù)公式（1）對(duì)布爾哈通河的天然年徑流量序列數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算，取。圖2是布爾哈通河天然年徑流量的滑動(dòng)平均值序列圖，可以看出，布爾哈通河干流的天然年徑流序列的滑動(dòng)特征量趨勢(shì)在1978年之前為下降趨勢(shì)，但1973年前后有明顯的趨勢(shì)差異；1978年至1985年為上升趨勢(shì)；1985年至2000年略有波動(dòng)，2000年以后下降趨勢(shì)明顯。說明此徑流序列趨勢(shì)存在明顯的變異現(xiàn)象，有待進(jìn)一步的詳細(xì)診斷。

圖1 布爾哈通河天然年徑流量過程線圖 圖2 布爾哈通河天然年徑流量的滑動(dòng)平均值序列圖

3.1.3 Hurst系數(shù)法

Hurst系數(shù)法是一種能夠定量表征時(shí)間序列持續(xù)性的方法，Hurst系數(shù)h在0～1之間，以0.5為分割點(diǎn)。當(dāng)h< 0.5時(shí)，表明序列具有反持續(xù)性，未來的變化趨勢(shì)與現(xiàn)在相反；當(dāng)h= 0.5時(shí)，表明該序列為隨機(jī)序列，現(xiàn)在的狀態(tài)不影響未來的變化趨勢(shì)；當(dāng)h> 0.5時(shí)，表明序列具有正持續(xù)性，即未來的變化趨勢(shì)與現(xiàn)在相同。同時(shí)，若h越接近0，則序列反持續(xù)性越強(qiáng)；h越接近于1，則序列正持續(xù)性越強(qiáng)。[5]本文采用R/S法對(duì)布爾哈通河60年的天然徑流量序列的Hurst系數(shù)值進(jìn)行計(jì)算，得h=0.2966，表明此徑流序列具有較強(qiáng)的反持續(xù)性，可能受到人類活動(dòng)的影響較強(qiáng)，需要進(jìn)一步的詳細(xì)診斷。

3.2 詳細(xì)診斷

3.2.1 Pettitt檢驗(yàn)法

假設(shè)一長度為的時(shí)間序列，定義統(tǒng)計(jì)量：

公式（2）

公式（3）

令 ，與對(duì)應(yīng)的為可能的突變異點(diǎn)。由下式計(jì)算可能變異點(diǎn)的顯著性水平：

公式（4）

若 ，則認(rèn)為點(diǎn)為統(tǒng)計(jì)上顯著的變異點(diǎn)。

對(duì)布爾哈通河干流天然徑流量序列數(shù)據(jù)進(jìn)行Pettitt檢驗(yàn)，圖（3）為檢驗(yàn)結(jié)果，其中紅色豎線所在點(diǎn)明顯超過顯著值196，則該點(diǎn)即為可能變異點(diǎn)，年份為1966年。

3.2.2 Mann—Kenddall（M-K）檢驗(yàn)法

Mann—Kenddall（M-K）檢驗(yàn)法是一種非參數(shù)方法。M-K法不需要樣本遵從一定的分布，且不受低頻異常值的干擾，可用于類型變量和順序變量的檢驗(yàn)。目前該檢驗(yàn)法已廣泛用于氣溫、降水、河川徑流等水文氣象參數(shù)的時(shí)間序列趨勢(shì)或跳躍變化分析中。其具體算法見文獻(xiàn)[6]。

利用MATLAB軟件對(duì)布爾哈通河干流天然年徑流量序列進(jìn)行M-K檢驗(yàn)分析，并給定顯著性水平為，圖4為M-K法對(duì)布爾哈通河流天然年徑流量序列的檢驗(yàn)結(jié)果，可看出布爾哈通河干流的天然年徑流量序列整體呈下降趨勢(shì)，以1985年前后最為顯著，已超過臨界值；僅有1965年前后處于上升趨勢(shì)，但是范圍狹小，且上升不明顯；統(tǒng)計(jì)量和統(tǒng)計(jì)量的交點(diǎn)在1960年以前及2005年之后的因樣本年份過少而不予計(jì)算，最終確定變異年份為1966年、1985年和2002年。

3.2.3滑動(dòng)T檢驗(yàn)

滑動(dòng)T檢驗(yàn)法是利用T檢驗(yàn)法的原理，對(duì)序列逐點(diǎn)進(jìn)行T檢驗(yàn)。 算法可見文獻(xiàn)[7].統(tǒng)計(jì)量服從分布，取==10，給定其顯著性水平=0.01，圖5是滑動(dòng)T檢驗(yàn)法對(duì)布爾哈通河干流天然徑流量序列的檢驗(yàn)結(jié)果，可見，T值超出顯著性水平的年份在1985年，判定1985年為布爾哈通河干流多年天然徑流量序列的變異年。

3.2.4累計(jì)距平法

累計(jì)距平法是對(duì)序列數(shù)據(jù)與其平均值的差進(jìn)行累計(jì)求和的運(yùn)算法，可由累計(jì)距平曲線直觀判斷數(shù)據(jù)序列的變化趨勢(shì)，反映要素的演變過程。算法可見文獻(xiàn)[8]。據(jù)統(tǒng)計(jì)量累積距平值做曲線圖6，可以看出，布爾哈通河干流天然徑流量的累計(jì)距平曲線在2002年達(dá)到最高點(diǎn)，在1986年為最低點(diǎn)。1956至1966年為上升段，1966年至1985年為下降段，1985年至2002年為波動(dòng)上升段，2002年至2015年又為下降段。綜上可發(fā)現(xiàn)1966年、1985年和 2002年為徑流序列發(fā)生變異的年份。

3.2.5秩和檢驗(yàn)

秩和檢驗(yàn)法能對(duì)數(shù)據(jù)序列變異的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，其基本算法見文獻(xiàn)[9].根據(jù)布爾哈通河干流徑流序列度秩統(tǒng)計(jì)量結(jié)果，給定其顯著性水平=0.05，查表得其臨界值為1.96。圖7為秩和檢驗(yàn)結(jié)果，可看出僅有1966年秩統(tǒng)計(jì)量超過顯著性水平，其余年份的秩統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均在1.96以內(nèi)，則可判定1966年為變異年。

圖3 Pettitt法檢驗(yàn)結(jié)果 圖4 Mann—Kenddall（M-K）法檢驗(yàn)結(jié)果

圖5 滑動(dòng)T檢驗(yàn)法檢驗(yàn)結(jié)果 圖 6 累計(jì)距平曲線圖

圖7 秩和檢驗(yàn)結(jié)果

3.3綜合診斷

表1為各類診斷方法的診斷結(jié)果匯總。由表可以看出，有4種方法檢驗(yàn)出1966年為變異點(diǎn)，3種方法檢驗(yàn)出1985年為變異點(diǎn)，2種方法檢驗(yàn)出2002年為變異點(diǎn)。由此判斷，1966年為最可能變異點(diǎn)，1985年和2002年為次可能變異點(diǎn)。 表1 各種診斷方法的診斷結(jié)果匯總

檢驗(yàn)方法 檢驗(yàn)結(jié)果（變異點(diǎn)年份）

Pettitt檢驗(yàn)法 1966

Mann—Kenddall（M-K）檢驗(yàn)法 1966、1985、2002

滑動(dòng)T檢驗(yàn)法 1985

累計(jì)距平法 1966、1985、 2002

秩和檢驗(yàn)法 1966

4 結(jié)論

本文采用預(yù)診斷、詳細(xì)診斷和診斷檢驗(yàn)三階段過程對(duì)布爾哈通河干流1956年至2015年的天然徑流量序列進(jìn)行了水文變異綜合診斷。綜合診斷法相對(duì)于單一檢驗(yàn)法來說，從多方面采用更多的驗(yàn)證指標(biāo)對(duì)水文變異進(jìn)行診斷，能夠避免單一檢驗(yàn)方法結(jié)果隨機(jī)性強(qiáng)、準(zhǔn)確度較低的弊端。

據(jù)三階段診斷的結(jié)果顯示布爾哈通河干流60a來天然徑流量呈波動(dòng)下降趨勢(shì)，其中變異年份發(fā)生在1966年、1985年和2002年。據(jù)實(shí)際資料調(diào)查，徑流量的逐漸減少除與降雨量有關(guān)以外，也與河流沿岸地區(qū)水田面積的增多及其他頻繁的人類活動(dòng)有關(guān)，但是各種因素的影響程度和機(jī)制還有待進(jìn)一步考證。

變異年份的診斷結(jié)果能夠定性反應(yīng)布爾哈通河干流天然徑流序列的趨勢(shì)演變，為流經(jīng)區(qū)相關(guān)政府和部門建立洪旱災(zāi)害預(yù)測(cè)預(yù)警機(jī)制提供一定的參考意見。參考文獻(xiàn)

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（作者單位延邊大學(xué)理學(xué)院，吉林 延吉 133000）