劉章君，成靜清，溫天福，牛 嬌，趙楠芳

(1. 江西省水利科學(xué)研究院，南昌 330029; 2. 水利部鄱陽湖水資源水生態(tài)環(huán)境研究中心，南昌 330029; 3. 江西省鄱陽湖水資源與環(huán)境重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，南昌 330029)

鄱陽湖是中國(guó)第1大淡水湖，位于江西省北部、長(zhǎng)江中下游南岸，承納贛江、撫河、信江、饒河、修水等5大河(以下簡(jiǎn)稱“5河”)之來水，經(jīng)湖盆調(diào)蓄后，通過入江水道在湖口注入長(zhǎng)江，是一個(gè)過水性、吞吐性和季節(jié)性湖泊。鄱陽湖水系流域面積16.22 萬km2，約占江西省版圖面積的97%，占長(zhǎng)江流域面積的9%；流域年降水量約1 645 mm，經(jīng)湖口站出湖入江的多年平均水量為1 436 億m3，入江水量占長(zhǎng)江年徑流量的15.5%[1]。鄱陽湖在維護(hù)生物多樣性、調(diào)節(jié)長(zhǎng)江水量和蓄洪等方面具有重要的作用[2]。

鄱陽湖水位是綜合反映湖區(qū)水文情勢(shì)的重要指標(biāo)。三峽水庫(kù)建成運(yùn)行后，汛末蓄水改變了長(zhǎng)江中下游的水文過程，對(duì)鄱陽湖水位存在潛在影響[3,4]。因此，亟待開展三峽水庫(kù)汛末蓄水對(duì)鄱陽湖水位影響研究。汪迎春等[5]運(yùn)用長(zhǎng)江中游江湖耦合水動(dòng)力模型的計(jì)算結(jié)果表明減泄流量1 000～7 653 m3/s使得鄱陽湖湖口、星子和都昌站水位分別降低0.11～1.55、0.10～1.32和0.09～1.11 m，康山站水位變化很小，對(duì)鄱陽湖水位影響呈現(xiàn)北高南低的格局。董增川等[6]通過建立反映水文情勢(shì)變化的人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型，根據(jù)大通站豐、平、枯典型年模擬三峽水庫(kù)10月份減少泄流對(duì)星子站水位的影響，模擬結(jié)果表明水位最大降幅為1.41～2.12 m，平均降幅為0.67～1.12 m。方春明等[7]通過機(jī)理研究發(fā)現(xiàn)三峽水庫(kù)運(yùn)用30 a后，在河道沖刷、鄱陽湖可補(bǔ)水量減小和三峽蓄水的共同作用下，蓄水期湖口站水位下降將為2.00 m左右，相當(dāng)于把鄱陽湖的枯水季節(jié)提前了接近1個(gè)月。賴錫軍等[8]運(yùn)用長(zhǎng)江中游江湖耦合水動(dòng)力學(xué)模型，以2006年三峽蓄水試驗(yàn)為例，結(jié)果表明受蓄水影響鄱陽湖湖口、星子、都昌和康山站水位平均下降0.94、0.74、0.50和0.03 m，水位影響格局呈北高南低。許繼軍和陳進(jìn)[9]選取典型水文年，在演算分析基礎(chǔ)上認(rèn)為三峽水庫(kù)汛末蓄水將降低湖口水位0.40～1.60 m，導(dǎo)致湖區(qū)水位相應(yīng)下降0.30～1.20 m。張奇等[10]采用水動(dòng)力模擬和湖泊水量平衡方法就鄱陽湖近10 a多來的低枯水位發(fā)生機(jī)制開展深入研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)相對(duì)于鄱陽湖流域氣候變化的影響，長(zhǎng)江來水減少是造成湖泊秋季異常低水位的主要因素，長(zhǎng)江的拉空作用甚至可以波及至湖泊上游約100 km湖面。這些研究對(duì)深入認(rèn)識(shí)和理解三峽水庫(kù)對(duì)鄱陽湖水位的影響作用機(jī)制及定量評(píng)價(jià)其影響程度具有重要參考價(jià)值。

以上研究大多采用較為復(fù)雜的水文-水動(dòng)力耦合模型進(jìn)行分析計(jì)算，但是該類方法往往需要大量的水文、氣象、地理地貌、工程布局及運(yùn)行等信息，當(dāng)資料條件難以滿足時(shí)將限制其實(shí)際應(yīng)用。為此，一些基于宏觀因果關(guān)系的系統(tǒng)分析方法，如神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型、多元回歸模型、線性動(dòng)態(tài)系統(tǒng)模型等，因其對(duì)資料條件要求相對(duì)較低，在水文實(shí)際應(yīng)用中也發(fā)揮著重要作用[11]。因此，本文將采用多元線性回歸模型定量評(píng)價(jià)三峽水庫(kù)蓄水對(duì)鄱陽湖水位的影響。首先，對(duì)蓄水期長(zhǎng)江漢口平均流量和5河平均入流量進(jìn)行獨(dú)立性檢驗(yàn)；然后，采用多元線性回歸模型建立鄱陽湖水位與漢口平均流量、5河平均流量的函數(shù)關(guān)系，并假設(shè)該函數(shù)關(guān)系在三峽水庫(kù)運(yùn)行前后保持不變；最后，通過分析三峽蓄水后長(zhǎng)江漢口平均流量的改變量，進(jìn)而得出鄱陽湖水位的變化。

1 研究數(shù)據(jù)

1.1 基本數(shù)據(jù)

本文使用的基本資料為1953-2007年的日資料，包括長(zhǎng)江水情代表站漢口站流量；鄱陽湖5河入湖流量，由贛江外洲站、撫河李家渡站、信江梅港站、饒河(樂安河)虎山站、饒河(昌江)渡峰坑站、修水萬家埠站和虬津站的流量相加得到；鄱陽湖湖區(qū)星子站、都昌站和康山站的水位。

1.2 蓄水方案擬定

三峽水庫(kù)是目前世界上最大的水電站，壩址位于湖北省宜昌市上游40 km處的三斗坪?？刂屏饔蛎娣e100 萬km2，多年平均年徑流量4 510 億m3。設(shè)計(jì)正常蓄水位175 m，總庫(kù)容393 億m3，防洪庫(kù)容221.5 億m3。它是綜合治理長(zhǎng)江中下游防洪問題的一項(xiàng)關(guān)鍵性措施，并兼有發(fā)電、航運(yùn)和發(fā)展庫(kù)區(qū)經(jīng)濟(jì)等巨大效益。

按照三峽水庫(kù)的調(diào)度運(yùn)行方式，每年汛末水庫(kù)開始蓄水，水庫(kù)水位從145 m蓄至175 m，與天然入流相比，減少下泄流量，將會(huì)影響鄱陽湖湖區(qū)的水位。不同的蓄水方案，由于蓄水時(shí)段的不同，相應(yīng)減少的下泄流量也有所變化，對(duì)鄱陽湖水位的影響程度也不同。因此，為了比較不同蓄水方案對(duì)鄱陽湖水位的影響，本文擬定了三峽水庫(kù)3種蓄水方案進(jìn)行分析。其中，方案1為原設(shè)計(jì)方案，方案2為2009年水利部批準(zhǔn)的優(yōu)化方案，方案3為文獻(xiàn)[12]推薦的最優(yōu)提前蓄水方案。各方案的蓄水起止日期、蓄水天數(shù)和平均減泄流量分別見表1。

表1 三峽水庫(kù)3種蓄水方案及平均減泄流量Tab.1 Three impoundment schemes of Three Gorges Reservoirand average reduced discharge

1.3 取樣方法

漢口平均流量、5河平均流量和湖區(qū)星子站、都昌站和康山站平均水位系列通過考慮水流傳播時(shí)間的相應(yīng)取樣方式確定。三峽水庫(kù)蓄水期間長(zhǎng)江宜昌至湖口站間水流傳播時(shí)間的確定參考文獻(xiàn)[13]的研究成果。以蓄水方案1為例，根據(jù)蓄水起止日期10月1日至10月31日，將時(shí)間向后推5 d(水流從三峽水庫(kù)壩址至漢口的平均傳播時(shí)間)，選取對(duì)應(yīng)10月6日至11月5日期間內(nèi)漢口的平均流量，再將時(shí)間向后推4 d(水流從漢口至鄱陽湖湖口的平均傳播時(shí)間)，選取對(duì)應(yīng)10月10日至11月9日期間內(nèi)5河的平均流量和湖區(qū)星子站、都昌站和康山站的平均水位，這樣就構(gòu)成蓄水方案1的漢口平均流量系列、5河平均流量系列和湖區(qū)星子站、都昌站和康山站平均水位系列。其他蓄水方案下的漢口平均流量系列、5河平均流量系列和湖區(qū)星子站、都昌站和康山站平均水位系列也采用同樣的方法得到。

2 研究方法

2.1 獨(dú)立性檢驗(yàn)

衡量變量之間相關(guān)程度的強(qiáng)弱，并用適當(dāng)?shù)慕y(tǒng)計(jì)指標(biāo)表示出來，這個(gè)過程就是相關(guān)分析。常用的相關(guān)系數(shù)主要有Pearson線性相關(guān)系數(shù)r、Kendall秩相關(guān)系數(shù)τ和Spearman秩相關(guān)系數(shù)ρs[14]。一般來說，如果2個(gè)隨機(jī)變量的相關(guān)性越高，則相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值會(huì)越大；反之，則相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值越小。但是，有時(shí)即使2個(gè)隨機(jī)變量的不相關(guān)，甚至相互獨(dú)立，由于抽樣的隨機(jī)性仍有可能有較大的樣本相關(guān)系數(shù)。因此，有必要對(duì)相關(guān)系數(shù)ρ是否顯著進(jìn)行檢驗(yàn)。

提出原假設(shè)：

H0:ρ=0,H1:ρ≠0

采用統(tǒng)計(jì)量t進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，計(jì)算公式如下[15]：

(1)

式中：n為樣本數(shù)。

當(dāng)統(tǒng)計(jì)量 的顯著性概率p<0.05時(shí)，拒絕原假設(shè)，說明2個(gè)變量間相關(guān)性顯著，相關(guān)系數(shù)不為零；否則，接受原假設(shè)，說明2個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)為零。在工程實(shí)際中通常認(rèn)為這2個(gè)變量是相互獨(dú)立的。

2.2 多元線性回歸

在實(shí)際問題中，因變量的變化往往受幾個(gè)重要因素的影響，此時(shí)就需要用2個(gè)或2個(gè)以上的影響因素作為自變量來解釋因變量的變化，這就是多元回歸。當(dāng)多個(gè)自變量與因變量之間是線性關(guān)系時(shí)，所進(jìn)行的回歸分析就是多元線性回歸。

設(shè)y為因變量，x1,x2,…,xk為自變量，并且自變量與因變量之間為線性關(guān)系時(shí)，則多元線性回歸方程為：

y=b0+b1x1+b2x2+…+b2xk

(2)

式中：b0為常數(shù)項(xiàng)；bi(i=1,2,…,k)為偏回歸系數(shù)。

在進(jìn)行多元線性回歸時(shí)，一般要求各自變量之間是相互獨(dú)立的。在求出回歸方程后，必須進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，才能確定回歸方程是否有效。采用確定性系數(shù)R2作為檢驗(yàn)多元線性回歸方程與樣本值擬合優(yōu)度的指標(biāo)，R2越接近于1，表示回歸方程與樣本擬合的越好；反之，回歸方程與樣本值擬合較差。利用F檢驗(yàn)法檢驗(yàn)回歸方程的顯著性，當(dāng)統(tǒng)計(jì)量F的顯著性概率p<0.05時(shí)，認(rèn)為多元線性回歸方程是顯著的，自變量和因變量在總體上存在顯著的線性關(guān)系。利用t檢驗(yàn)法檢驗(yàn)回歸方程中各個(gè)偏回歸系數(shù)的顯著性，當(dāng)統(tǒng)計(jì)量t的顯著性概率p<0.05時(shí)，認(rèn)為此自變量對(duì)因變量的作用是顯著的。

多元線性回歸方程中，由于各自變量的單位和波動(dòng)程度可能不同，其偏回歸系數(shù)之間是無法直接比較的。需要對(duì)偏回歸系數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，以消除量綱和波動(dòng)程度的影響。標(biāo)準(zhǔn)化的偏回歸系數(shù)的計(jì)算公式為[16]：

(3)

式中：σXi、σY分別為自變量Xi和Y的標(biāo)準(zhǔn)差；βi絕對(duì)值的大小，可以用來說明各自變量在多元回歸方程中的相對(duì)重要性，即衡量自變量對(duì)因變量貢獻(xiàn)的大小。

3 結(jié)果與分析

3.1 漢口流量和5河入流的獨(dú)立性檢驗(yàn)

在建立多元線性回歸方程之前，先對(duì)漢口流量和5河入流量進(jìn)行獨(dú)立性檢驗(yàn)。采用1953-2002年的資料點(diǎn)繪了3種蓄水方案下漢口流量和5河入流的相關(guān)圖，見圖1?？梢钥闯?，散點(diǎn)均勻的散布在二維空間區(qū)域，表明漢口流量和5河入流相關(guān)性不高。

圖1 漢口流量和五河入流相關(guān)圖Fig.1 Scatter diagram of Hankou flow and catchment inflow

為了定量分析漢口流量和5河入流之間的相關(guān)程度，計(jì)算了2者的Pearson線性相關(guān)系數(shù)r、Kendall秩相關(guān)系數(shù)τ和Spearman秩相關(guān)系數(shù)ρs，結(jié)果見表2?？梢园l(fā)現(xiàn)，3種蓄水方案下統(tǒng)計(jì)量 的顯著性概率p>0.05，接受原假設(shè)，說明2個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)為零，在工程實(shí)際中可以認(rèn)為這2個(gè)變量是相互獨(dú)立的。因此，滿足了多元線性回歸模型中的各自變量相互獨(dú)立這一基本要求。

3.2 鄱陽湖水位函數(shù)的建立

采用多元線性回歸模型分別建立鄱陽湖湖區(qū)星子站、都昌站和康山站水位與漢口平均流量、5河平均流量的函數(shù)關(guān)系。式(2)可具體表達(dá)為：

y=b0+b1x1+b2x2

(4)

式中：y為鄱陽湖湖區(qū)水位；x1、x2分別為漢口平均流量和5河平均流量。

表2 3種相關(guān)系數(shù)及統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Three correlation coefficients and statistical test results

將1953-2007年資料分為蓄水前的率定期(1953-2002年)和蓄水后的檢驗(yàn)期(2003-2007年)。采用率定期的資料系列，利用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 19.0計(jì)算各回歸方程的偏回歸系數(shù)bi、標(biāo)準(zhǔn)化的偏回歸系數(shù)βi和確定性系數(shù)R2，結(jié)果見表3。F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量值及相應(yīng)的顯著性概率p，結(jié)果分別列于表4和表5。

由表3可以發(fā)現(xiàn)，3種蓄水方案下星子站、都昌站和康山站水位回歸方程的確定性系數(shù)R2均較高(0.831～0.917)，表明多元回歸方程與樣本的擬合效果較好。時(shí)間上，從蓄水方案1到方案3，起蓄時(shí)間提前，確定性系數(shù)R2增加；空間上，從星子站到康山站，由北向南距離湖口越來越遠(yuǎn)，確定性系數(shù)R2也增加。表4的結(jié)果顯示，3種蓄水方案下統(tǒng)計(jì)量F的顯著性概率p<0.05，說明多元線性回歸方程是顯著的，即鄱陽湖水位與漢口平均流量、5河平均流量在總體上存在顯著的線性關(guān)系。表5中各個(gè)偏回歸系數(shù)的統(tǒng)計(jì)量t顯著性概率p<0.05，進(jìn)一步表明漢口平均流量、5河平均流量對(duì)鄱陽湖水位的作用均是顯著的。

表3 多元線性回歸方程參數(shù)估計(jì)結(jié)果Tab.3 Parameter estimation results of multiple linear regression equation

表4 多元線性回歸方程的F檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 F test results of multiple linear regression equation

表5 偏回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 t test results of partial regression coefficent

圖2給出了率定期和檢驗(yàn)期的星子站、都昌站和康山站多元線性回歸水位模擬結(jié)果和實(shí)測(cè)值對(duì)比圖?？梢钥闯觯M值和實(shí)測(cè)值總體上擬合效果均較好，且擬合效果隨著起蓄時(shí)間的提前，星子站到康山站逐步提高。率定期和檢驗(yàn)期多元線性回歸模型的平均相對(duì)誤差絕對(duì)值統(tǒng)計(jì)見表6。率定期星子站、都昌站和康山站的平均誤差分別為2.34%～3.01%、2.28%～2.70%

圖2 多元線性回歸水位模擬結(jié)果和實(shí)測(cè)值對(duì)比Fig.2 Comparison of observed and simulated water levels by multiple linear regression model

和2.24%～2.50%，檢驗(yàn)期分別為3.60%～5.92%、2.56%～4.40%和2.46%～4.17%?？芍?，率定期和檢驗(yàn)期多元線性回歸模型的精度均較高，表明假設(shè)鄱陽湖水位函數(shù)關(guān)系在三峽水庫(kù)運(yùn)行前后保持不變具有一定的合理性。

以上結(jié)果和分析表明采用本文建立的多元線性回歸模型來預(yù)測(cè)三峽水庫(kù)運(yùn)行后的鄱陽湖星子站、都昌站和康山站的水位，進(jìn)而定量評(píng)價(jià)三峽水庫(kù)蓄水對(duì)鄱陽湖區(qū)水位的影響是合理可行的。從表3標(biāo)準(zhǔn)化的偏回歸系數(shù)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，漢口流量對(duì)鄱陽湖水位的貢獻(xiàn)比5河入流要大，即說明漢口流量在多元回歸方程中相對(duì)更重要。從長(zhǎng)江-鄱陽湖-5河系統(tǒng)的相互關(guān)系上看，三峽水庫(kù)蓄水期間長(zhǎng)江水情對(duì)鄱陽湖水位具有主導(dǎo)地位。相對(duì)于鄱陽湖流域氣候變化引起的5河流量減小，長(zhǎng)江對(duì)鄱陽湖的拉空作用比人們想象的要大，長(zhǎng)江來水減少是造成鄱陽湖秋季異常低水位的主要因素，這與文獻(xiàn)[10]采用水文-水動(dòng)力耦合模型的研究結(jié)果是一致的。

3.3 蓄水對(duì)鄱陽湖水位的影響分析

對(duì)式(4)求微分可得：

Δy=b1Δx1+b2Δx2

(5)

式中：Δy為鄱陽湖水位變化量；Δx1、Δx2分別為漢口流量和5河流量的變化量。

在評(píng)價(jià)三峽水庫(kù)汛末蓄水的影響分量時(shí)，假設(shè)5河平均流量不變，即式(5)中Δx2=0，因此有Δy=b1Δx1，表明三峽水庫(kù)蓄水對(duì)鄱陽湖水位的影響是通過改變長(zhǎng)江水情而起作用的。通過分析三峽蓄水后長(zhǎng)江漢口平均流量的改變量Δx1，進(jìn)而得出鄱陽湖水位的變化。根據(jù)表1給出的3種蓄水方案下星子站、都昌站和康山站的平均減泄流量值Δx1(假定三峽水庫(kù)減泄的那部分流量，不會(huì)在中途減少或增加)和表3中相應(yīng)的漢口流量偏回歸系數(shù)b1就可以求出對(duì)應(yīng)的鄱陽湖區(qū)水位變化量Δy，結(jié)果見表7。

表7 三峽水庫(kù)不同蓄水方案下鄱陽湖湖區(qū)水位變化量 m

注：表中水位變化量為負(fù)數(shù)表示水位降低。

由表7可以發(fā)現(xiàn)，三峽水庫(kù)運(yùn)行后鄱陽湖湖區(qū)的水位都將有所降低，且不同蓄水方案降低幅度不同：從方案1到方案3，蓄水天數(shù)逐漸延長(zhǎng)，減泄流量減少，所以鄱陽湖湖區(qū)的水位的降低幅度也在減小。以星子站為例，方案1、2和3對(duì)應(yīng)的水位降低值分別為2.23、1.37和1.05 m。此外，從星子站到康山站，由于距離湖口越來越遠(yuǎn)，受長(zhǎng)江水情的影響程度逐漸減弱，水位的降低幅度也在減小，蓄水影響呈北高南低的空間格局。按2009年水利部批準(zhǔn)的優(yōu)化方案(方案2)，星子站、都昌站和康山站的水位降低值分別為1.37、1.29和0.91 m。

4 討 論

三峽水庫(kù)汛末蓄水將降低鄱陽湖湖區(qū)水位，對(duì)湖區(qū)生態(tài)環(huán)境及湖區(qū)生產(chǎn)、生活用水產(chǎn)生較大的不利影響。針對(duì)這些影響，本文從優(yōu)化三峽水庫(kù)和鄱陽湖5河支流水庫(kù)的運(yùn)行調(diào)度等方面提出一些保護(hù)對(duì)策與措施，供鄱陽湖的綜合開發(fā)治理參考。

4.1 優(yōu)化三峽水庫(kù)汛末蓄水調(diào)度

由上述分析可知，長(zhǎng)江水情對(duì)鄱陽湖水位具有主導(dǎo)地位，長(zhǎng)江來水減少是造成鄱陽湖秋季異常低水位的主要因素，可以預(yù)見這種影響將隨著長(zhǎng)江上游干支流大量水庫(kù)群的投入運(yùn)行變得更加嚴(yán)重[10]。因此，需要優(yōu)化三峽水庫(kù)汛末蓄水調(diào)度，科學(xué)把握三峽水庫(kù)汛末蓄水時(shí)機(jī)，慎重地綜合考慮蓄水期間三峽水庫(kù)上游來流、5河入流以及湖區(qū)退水過程等水情預(yù)報(bào)因素，適當(dāng)調(diào)整三峽水庫(kù)蓄水進(jìn)程。可以考慮將三峽水庫(kù)汛末蓄水時(shí)間適當(dāng)提前，盡量減輕水庫(kù)減泄流量過程對(duì)鄱陽湖水位變化的干擾，避免出現(xiàn)極端的枯水水情。從本文計(jì)算結(jié)果來看，三峽水庫(kù)汛末蓄水時(shí)間10月1日、9月15日和9月1日對(duì)應(yīng)的星子站水位降低值分別為2.23、1.37和1.05 m，都昌站分別為2.10、1.29和0.99 m，康山站分別為1.38、0.91和0.68 m?？梢园l(fā)現(xiàn)，適當(dāng)提前三峽水庫(kù)汛末蓄水時(shí)間對(duì)減輕鄱陽湖不利影響效果顯著。按2009年水利部批準(zhǔn)的優(yōu)化方案，目前起蓄時(shí)間已經(jīng)優(yōu)化調(diào)整到9月15日，但能否繼續(xù)提前需要進(jìn)一步的分析論證。

4.2 加強(qiáng)鄱陽湖5河支流蓄水工程的調(diào)度

5河入湖流量對(duì)鄱陽湖水位的變化也有重要的作用。從表3中的結(jié)果可以得到不同三峽水庫(kù)蓄水方案下蓄水期間5河入湖流量增加對(duì)鄱陽湖水位的影響。以2009年水利部批準(zhǔn)的優(yōu)化方案(方案2)為例，當(dāng)長(zhǎng)江漢口流量不變時(shí)，蓄水期間5河入湖流量每增加1 000 m3/s，鄱陽湖星子站、都昌站和康山站的水位分別增加0.340、0.363和0.301 m。加強(qiáng)5河支流蓄水工程調(diào)度的主要目的，是想提高5河支流洪水資源利用率，5河支流水庫(kù)在8-9月份汛期結(jié)束之前，適當(dāng)多攔蓄一些汛末洪水，留存庫(kù)中，這樣在三峽水庫(kù)蓄水期間，可在一定程度上增加5河入湖流量，彌補(bǔ)和減輕三峽水庫(kù)減泄的不利影響。

5 結(jié) 論

本文在對(duì)蓄水期漢口平均流量和5河平均入流進(jìn)行獨(dú)立性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，分別采用多元線性回歸模型建立鄱陽湖星子站、都昌站和康山站平均水位與漢口平均流量、5河平均流量的函數(shù)關(guān)系，通過擬定3種不同的蓄水方案得到三峽水庫(kù)蓄水后長(zhǎng)江漢口平均流量的變化量，分析了鄱陽湖水位的變化大小和空間格局特征。主要研究結(jié)論如下。

(1)蓄水期間漢口平均流量和5河平均流量之間相互獨(dú)立，鄱陽湖平均水位與2者存在顯著的線性關(guān)系。利用本文建立的多元線性回歸模型來預(yù)測(cè)三峽水庫(kù)運(yùn)行后的鄱陽湖水位，進(jìn)而定量評(píng)價(jià)三峽水庫(kù)蓄水對(duì)鄱陽湖區(qū)水位的影響是合理可行的。

(2)三峽水庫(kù)汛末蓄水將降低鄱陽湖湖區(qū)的水位，且不同蓄水方案和不同站點(diǎn)的降低幅度不同。起蓄時(shí)間10月1日、9月15日和9月1日對(duì)應(yīng)的星子站水位降低值分別為2.23、1.37和1.05 m，都昌站分別為2.10、1.29和0.99 m，康山站分別為1.38、0.91和0.68 m。鄱陽湖水位受三峽蓄水的影響隨著起蓄時(shí)間的提前而減弱，空間上呈北高南低的格局。

(3)從長(zhǎng)江-鄱陽湖-5河系統(tǒng)的相互關(guān)系上看，三峽水庫(kù)蓄水期間長(zhǎng)江水情對(duì)鄱陽湖水位具有主導(dǎo)地位。相對(duì)于鄱陽湖流域氣候變化引起的5河流量減小，長(zhǎng)江對(duì)鄱陽湖的拉空作用比人們想象的要大，長(zhǎng)江來水減少是造成鄱陽湖秋季異常低水位的主要因素。

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