朱燁 李杰 潘紅忠

摘要：2014年12月12日南水北調(diào)中線工程正式通水，調(diào)水對(duì)漢江中下游的影響逐漸顯現(xiàn)。為更好地研究上游調(diào)水對(duì)漢江中下游的影響，對(duì)調(diào)水前后漢江中下游的水文情勢(shì)進(jìn)行了分析。基于黃家港、皇莊、仙桃站1990～2016年流量數(shù)據(jù)，分別計(jì)算了調(diào)水前后上述3個(gè)河段流量特征值的變化，并運(yùn)用Mann-Kendall非參數(shù)檢驗(yàn)法進(jìn)行趨勢(shì)檢驗(yàn)和突變檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：調(diào)水后，各種歷時(shí)的年平均流量和豐枯率均呈下降趨勢(shì)，年平均流量在2014年由于調(diào)水發(fā)生突變;調(diào)水后徑流年內(nèi)分配趨于均勻化（徑流年內(nèi)不均勻系數(shù)、集中度相對(duì)變化幅度變?。Ｄ纤闭{(diào)中線工程調(diào)水對(duì)漢江中下游水文情勢(shì)有明顯影響，有關(guān)部門(mén)應(yīng)采取相應(yīng)的措施。

關(guān)?鍵?詞：水文情勢(shì); 特征值; 年內(nèi)分配; 漢江中下游; 南水北調(diào)中線工程

中圖法分類號(hào)： TV67?文獻(xiàn)標(biāo)志碼： ADOI：10.16232/j.cnki.1001-4179.2019.01.015

南水北調(diào)工程是實(shí)施我國(guó)水資源優(yōu)化配置，解決區(qū)域缺水問(wèn)題的跨世紀(jì)重大戰(zhàn)略工程。工程于2003年9月正式啟動(dòng)，2014年12月正式通水。該工程的實(shí)施對(duì)促進(jìn)我國(guó)華北地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)和生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

南水北調(diào)中線工程從丹江口水庫(kù)陶岔閘引水，近期年調(diào)水量95億m3，遠(yuǎn)期年調(diào)水量130億m3。為此，丹江口大壩在原來(lái)基礎(chǔ)上加高，壩頂高程由 162 m 提高至 176.6 m，正常蓄水位由157 m提高至 170 m，總庫(kù)容達(dá)到290.5億m3，由年調(diào)節(jié)水庫(kù)變?yōu)椴煌耆嗄暾{(diào)節(jié)水庫(kù)。調(diào)水后，丹江口水庫(kù)的下泄水量大幅減少，從而對(duì)漢江中下游生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生重大影響。一些專家學(xué)者從不同角度對(duì)調(diào)水產(chǎn)生的影響進(jìn)行了預(yù)測(cè)分析，如2000年，張家玉等[1]對(duì)生態(tài)環(huán)境影響進(jìn)行了研究;2004年，謝平等[2]對(duì)水華的影響進(jìn)行了研究并提出解決對(duì)策;2005年，陳君[3]對(duì)水質(zhì)影響進(jìn)行了研究。2009年，肖嬋等[4]以仙桃河段為主要研究對(duì)象預(yù)測(cè)分析了南水北調(diào)中線工程對(duì)漢江中下游水文情勢(shì)的影響。本文采用黃家港、皇莊、仙桃3站的實(shí)測(cè)數(shù)據(jù)，分析南水北調(diào)中線工程調(diào)水前后漢江中下游水文情勢(shì)變化情況。

1?研究區(qū)概況

漢江中下游干流主要水文站點(diǎn)如圖1所示，包括黃家港、襄陽(yáng)、皇莊、沙洋、潛江、仙桃等。本文選取黃家港、皇莊、仙桃站分別作為漢江中下游上、中、下河段的代表站并對(duì)這3個(gè)站點(diǎn)進(jìn)行研究。黃家港水文站位于丹江口壩下6.19 km，集水面積95 217 km2;皇莊站水位觀測(cè)始于1932年6月，1933年5月增加流量、含沙量測(cè)驗(yàn)，1936年9月斷面上遷18 km至碾盤(pán)山，設(shè)立碾盤(pán)山水文站，1973年4月又下遷18 km回皇莊，觀測(cè)至今。碾盤(pán)山、皇莊水文站集水面積分別為140 340 km2和142 056 km2，上距丹江口大壩分別為223 km和241 km。仙桃水文站距漢江河口157 km，為漢江下游在東荊河分流后的水情基本控制站。

2?水文情勢(shì)變化分析

2.1?Mann-kendall非參數(shù)檢驗(yàn)法

2.1.1?方法原理

Mann-Kendall檢驗(yàn)法最初由M.G.Kendall 和H.B.Mann提出，起初該方法只能用于檢驗(yàn)數(shù)據(jù)序列的變化趨勢(shì)，通過(guò)不斷改進(jìn)完善后，可對(duì)數(shù)據(jù)序列是否發(fā)生突變進(jìn)行檢驗(yàn)。Mann-Kendall檢驗(yàn)法屬于一種非參數(shù)檢驗(yàn)法。非參數(shù)檢驗(yàn)法又被人們稱作無(wú)分布檢驗(yàn)，它的優(yōu)點(diǎn)是：樣本不用遵從一定的分布條件，也不會(huì)被少數(shù)異常值干擾，更加適合類型變量和順序變量，并且計(jì)算也比較簡(jiǎn)單。

（1） 趨勢(shì)檢驗(yàn)。在M-K非參數(shù)檢驗(yàn)中，原假設(shè)H0為時(shí)間序列數(shù)據(jù)（x1，x2，x3，x4，…，xn），是n個(gè)獨(dú)立的、隨機(jī)變量同分布的樣本;備擇假設(shè)H1是雙邊檢驗(yàn)，對(duì)于所有的k，i小于等于n，且k不等于i，xk和xi的分布是不相同的，定義統(tǒng)計(jì)變量S

S=n-1k=1sign（xi-xk）（1）

式中，sign（）為符號(hào)函數(shù)，當(dāng)xi-xk小于0時(shí)，sign（xi-xk）等于-1;當(dāng)xi-xk等于0時(shí)，sign（xi-xk）等于0;當(dāng)xi-xk大于0時(shí)，sign（xi-xk）等于1;S為正態(tài)分布，其均值為0，方差Var （S）=n（n-1）（2n+5）/18。

Mann-Kendall統(tǒng)計(jì)量公式S大于、等于、小于0時(shí)分別為：

Z=（S-1）/n （n-1）（2n+5）/18?S>0?Z=0S=0?Z=（S+1）/n （n-1）（2n+5）/18?S<0（2）

在雙邊趨勢(shì)檢驗(yàn)中，對(duì)于給定的置信水平α，如果Z的絕對(duì)值大于等于Z?1-α/2?，則原假設(shè)H0是不可接受的，也就是在α置信水平上，時(shí)間數(shù)據(jù)序列存在顯著的上升或下降的趨勢(shì)。當(dāng)統(tǒng)計(jì)變量Z大于0時(shí)，為增加趨勢(shì);當(dāng)Z小于0時(shí)，則為減少趨勢(shì);當(dāng)Z的絕對(duì)值大于等于1.28，1.64和0.232時(shí)， 表示分別通過(guò)了信度90%，95%，99%的顯著性檢驗(yàn)。

（2）突變檢驗(yàn)。設(shè)水文序列為x1，x2，…，xn，Si為第i個(gè)樣本xi> xj（1≤j≤i）的累計(jì)數(shù)，定義統(tǒng)計(jì)變量為：

Si=ri（3）

ri=1?xi>xj?j=1，2，…，I; j=1，2，…nri=0?xi≤xj?j=1，2，…，I; j=1，2，…n （4）

假設(shè)時(shí)間序列是隨機(jī)假定的，?Si?均值和方差分別為：

E （Si） =j （j-1）/4（5）

Var（Si） =j（j-1） （2j+5）/721≤j≤n （6）

標(biāo)準(zhǔn)化后得到：

UF1= Si-E（Si）Var（Si）（7）

式中，UF1=0，在給定的顯著性水平α中，如果│UFi│大于│UFα│，就表明數(shù)據(jù)序列存在顯著的變化趨勢(shì)。在反序列中同樣引用這種方法，得出UF′i

UBi=-UF′i，i′=n+1-Ii，I′=1，2，…，n（8）

如果UFi的值大于0，那么表明數(shù)據(jù)序列呈增加趨勢(shì);如果UFi的值小于0，則表明數(shù)據(jù)序列呈減小趨勢(shì)。如果UFi和UBi兩條曲線出現(xiàn)交點(diǎn)，那么交點(diǎn)對(duì)應(yīng)的時(shí)間就是突變開(kāi)始的時(shí)刻。

2.1.2?結(jié)果分析

（1） 趨勢(shì)檢驗(yàn)。由于Mann-Kendall非參數(shù)檢驗(yàn)法要求數(shù)據(jù)序列大于10，本文將1990～2016年數(shù)據(jù)分為1990～2013年和1990～2016年兩部分，根據(jù)這兩部分的變化趨勢(shì)，可以分析得出2013～2016年數(shù)據(jù)變化趨勢(shì)，即調(diào)水對(duì)黃家港、皇莊、仙桃3個(gè)站點(diǎn)年平均流量的影響。表1為運(yùn)用Mann-Kendall非參數(shù)檢驗(yàn)法分別對(duì)皇家港、皇莊、仙桃站1990～2013年和1990～2016年的年平均流量序列分析所得的結(jié)果匯總（感謝長(zhǎng)江水利委員會(huì)水文局提供的實(shí)測(cè)水文數(shù)據(jù)）。由表1可知，黃家港站1990～2013年和1990～2016年Z值均大于0，但1990～2013年Z值通過(guò)了90%的顯著性檢驗(yàn)，為顯著上升趨勢(shì)，遠(yuǎn)大于1990～2016年Z值，表明加上調(diào)水后3a年平均流量數(shù)據(jù)，黃家港年平均流量上升趨勢(shì)大幅下降，說(shuō)明調(diào)水后年平均流量與之前相比呈下降趨勢(shì);皇莊和仙桃站1990～2013年Z值大于0，呈上升趨勢(shì)，1990～2016年Z值卻小于0，呈下降趨勢(shì)，同樣表明調(diào)水后年平均流量與之前相比呈下降趨勢(shì)。

（2） 突變檢驗(yàn)。根據(jù)Mann-Kendall突變?cè)恚瑢?duì)黃家港、皇莊、仙桃站1990～2016年年平均流量數(shù)據(jù)進(jìn)行突變檢驗(yàn)。圖2 （a）～（c）為用專業(yè)數(shù)據(jù)分析軟件（DPS軟件）分析得出的Mann-Kendall突變檢驗(yàn)曲線。由圖可知，3個(gè)站點(diǎn)的突變檢驗(yàn)曲線都呈現(xiàn)相似分布，Uf，UB曲線交點(diǎn)都出現(xiàn)在2003年和2014年附近，表明漢江干流黃家港、皇莊、仙桃站1990～2016年流量在2003年和2014年附近發(fā)生突變。筆者認(rèn)為2003年附近年平均流量發(fā)生突變是因?yàn)?003年為一個(gè)氣候周期節(jié)點(diǎn)，2003年后則開(kāi)始另一個(gè)氣候的周期; 而

2014年附近年平均流量發(fā)生突變是由于2014年南水北調(diào)中線工程正式調(diào)水。

2.2?流量特征值變化

將1990～2013年作為調(diào)水前，2014～2016年作為調(diào)水后，分別計(jì)算3個(gè)站調(diào)水前和調(diào)水后的流量特征值和徑流年內(nèi)分配，并對(duì)比分析其變化，進(jìn)而評(píng)價(jià)調(diào)水工程對(duì)漢江中下游水文情勢(shì)的影響。

2.2.1?年平均流量變化

圖3 （a）～（c）分別為黃家港、皇莊、仙桃站年平均流量過(guò)程線。由圖可以明顯看出，調(diào)水后年平均流量低于調(diào)水前年平均流量，黃家港站2016年年平均流量達(dá)到1990～2016年歷史最低。南水北調(diào)中線工程調(diào)水對(duì)多年平均流量的影響見(jiàn)表2。由表2可知，黃家港、皇莊、仙桃站調(diào)水后多年平均流量與調(diào)水前多年平均流量相比大幅度下降，下降率分別為37%，23%，31%，與Mann-kendall非參數(shù)檢驗(yàn)法趨勢(shì)分析結(jié)果相同。

2.2.2?枯期、汛期和平水期流量的變化

南水北調(diào)中線工程調(diào)水對(duì)多年平均汛期（6～9月）、枯期（1～3月，12月）、平水期（4，5，10，11月）流量以及豐枯率的影響見(jiàn)表2。由表2可知，調(diào)水后多年平均汛期、枯期、平水期流量和豐枯率（平均流量與枯期平均流量的比值）均減小。調(diào)水后豐枯率的減小說(shuō)明汛期和非汛期平均流量差值減小，即流量峰谷差變小。

2.2.3?徑流年內(nèi)分配變化

（1） 不均勻系數(shù)。徑流年內(nèi)分配不均勻系數(shù)Cv是反映河川徑流年內(nèi)分配不均勻性的一個(gè)指標(biāo)。不均勻系數(shù)Cv越大，表明徑流年內(nèi)分配越不均勻，反之，Cv越小，表明各月徑流量相差越小，徑流年內(nèi)分配越均勻。

徑流年內(nèi)分配不均勻系數(shù)Cv的計(jì)算公式為

Cv=/R（9）

其中：= 12i=1（Ri-R）2;R=1/1212i=1Ri

式中，Ri為第i個(gè)月的徑流量;R為年內(nèi)月平均徑流量。

（2） 集中度和集中期。月徑流量計(jì)算的集中度比徑流年內(nèi)不均勻系數(shù)有更高的分辨能力和敏感性，徑流集中度、集中期能夠充分定量地表征徑流在年內(nèi)分配的非均勻性[5]。

集中度和集中期的計(jì)算是將各月徑流量作為向量，月徑流量的大小為該月徑流矢量的模，即向量的長(zhǎng)度，所處的月份為徑流矢量的方向，并用圓周360°來(lái)表示。把1月份徑流向量所在位置定為0°，則1月到12月每月的方位角分別為0°，30°，60°，… ，330°[6]。把每個(gè)月的徑流量分解為x和y兩個(gè)方向上的分量，則x和y方向上的向量合成分別為

Rx=12i=1Ricosαi

Ry=12i=1Risinαi（10）

則徑流可合成為：

RT=R2x+R2y（11）

式中，Rx和Ry分別為12個(gè)月的分量之和所構(gòu)成的水平、垂直分量，Ri為第i月的徑流量，αi為第i月徑流的矢量角度，i= 1，2，3，… ，12。

集中期（Runoff concentration period，?P?）可表述為：

P=tan?-1?（Rx/Ry）（12）

集中度（Runoff concentration degree，?D?） 可表述為：

D=RT/R?year?（13）

式中，R?year?為年徑流量，R?year=12i=1Ri。

當(dāng)徑流量在某一月內(nèi)集中時(shí)，則它們合成向量的模與年徑流總量之比為1，即集中度D為最大值，表明年內(nèi)徑流分配不均勻;如果每個(gè)月的徑流量都相等，則它們各個(gè)分量累加后為0，即集中度D為最小值，表明年內(nèi)徑流分配十分均勻。也就是說(shuō)，D值越大，年內(nèi)徑流量分配越不均勻，反之，D值越小，年內(nèi)徑流分配越均勻。集中期P值則表示1a中最大徑流量出現(xiàn)時(shí)間。

（3）徑流變化幅度。徑流變化幅度的大小對(duì)于水利調(diào)節(jié)和水生生物的生長(zhǎng)繁殖都有重要的影響。變化幅度過(guò)大，水資源的開(kāi)發(fā)利用難度相應(yīng)增加，水利調(diào)節(jié)的力度就必須相應(yīng)地加強(qiáng)。另一方面，河川徑流形勢(shì)適當(dāng)?shù)淖兓仁且恍┧镏匾纳鏃l件，過(guò)于平穩(wěn)或者過(guò)于激烈的變化則可能導(dǎo)致水生生物生境的破壞，威脅生態(tài)安全[7]。

徑流變化幅度Cm計(jì)算公式如下：

Cm=R?max/R?min（14）

式中，R?max為年內(nèi)最大月徑流量，R?min為年內(nèi)月最小徑流量。

表3為由上述計(jì)算方法計(jì)算得出的不均勻系數(shù)、集中期、集中度，徑流變化幅度的結(jié)果分析表。由表3可知，從不均勻系數(shù)看，黃家港、皇莊、仙桃3個(gè)站點(diǎn)不均勻系數(shù)在調(diào)水后均下降，表明調(diào)水后徑流年內(nèi)分配趨于均勻;從徑流年內(nèi)分配集中度看，黃家港、皇莊、仙桃3個(gè)站點(diǎn)調(diào)水后集中度均下降，同樣表明徑流年內(nèi)分配調(diào)水后趨于均勻;從集中期看，根據(jù)集中期計(jì)算方法，從1～12月每月的方位角α分別為0，30，60， …，360°可知，黃家港、皇莊、仙桃3個(gè)站點(diǎn)的集中期均在8月;從徑流變化幅度來(lái)看，黃家港、皇莊、仙桃3個(gè)站點(diǎn)徑流變化幅度均變小，該結(jié)果驗(yàn)證了上述兩種方法的分析結(jié)果，同樣表明徑流年內(nèi)分配在調(diào)水后變均勻。

3?結(jié) 論

南水北調(diào)中線工程調(diào)水后會(huì)對(duì)漢江中下游地區(qū)產(chǎn)生顯著影響。本文基于黃家港、皇莊、仙桃站的多年實(shí)測(cè)流量數(shù)據(jù)，采用Mann-Kendall檢驗(yàn)以及徑流年內(nèi)不均勻系數(shù)、集中度等統(tǒng)計(jì)方法和參數(shù)，對(duì)調(diào)水前后漢江中下游的水文情勢(shì)進(jìn)行了量化分析，主要結(jié)論如下。

（1） Mann-Kendall突變檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，1990～2016年黃家港、皇莊、仙桃3站年平均流量序列均在2014年附近發(fā)生突變，分析認(rèn)為主要是由中線調(diào)水引起的。

（2） 中線調(diào)水后，各種歷時(shí)的平均流量（年平均、枯期、汛期、平水期）均變小，表明漢江中下游的可用水資源量減少，在不采取其他工程或非工程措施的情況下，可能會(huì)對(duì)漢江中下游的生態(tài)環(huán)境以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展等產(chǎn)生不利影響。

（3） 中線調(diào)水后，漢江中下游豐枯率變小。調(diào)水后漢江中下游徑流年內(nèi)分配趨于均勻化。黃家港、皇莊、仙桃站徑流年內(nèi)分配除集中期不變，不均勻系數(shù)、集中度、徑流變化幅度均變小。

由于中線調(diào)水到目前為止時(shí)間序列較少，本文僅為調(diào)水對(duì)漢江中下游水文情勢(shì)影響的初步研究，隨著時(shí)間序列的增加，會(huì)對(duì)此進(jìn)行更深入的研究。

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引用本文：朱?燁，李?杰，潘紅忠.南水北調(diào)中線調(diào)水對(duì)漢江中下游水文情勢(shì)的影響[J].人民長(zhǎng)江，2019，50（1）：79-83.

Influence of Middle Route Project of South-to-North WaterDiversion on hydrological regime in middle and lower reaches of Hanjiang River

ZHU Ye1，LI jie2，PAN Hongzhong?1，2

（1.College of Resources and Environment， Yangtze University， Wuhan 430100， China;2. The International Water Ecological Research Institute， Yangtze University， Wuhan 430100， China）

Abstract：On December12， 2014， Middle-Route Project of South-to-North Water Diversion was formally put into operation， and since then， the influence of water diversion on the hydrological regime of the middle and lower reaches of the Hanjiang River has appeared gradually. In order to better research the water diversion influence， this paper uses the flow data at Huangjiagang， Huangzhuang and Xiantao Hdrological stations from 1990 to 2016 to analyze the change of characteristic discharge in the middle and lower reaches of the Hanjiang river before and after water diversion and use Mann-Kendall nonparametric test to conduct trend test and mutation test. The results indicate that the average annual flows and dry-wet rates for different periods show a decline trend， the annual flow mutation is in 2014; the annual runoff distribution become more uniform （the annual runoff concentration and relative variation rate become smaller）. It is shown that water diversion has obvious influence on the hydrological regimes of the middle and lower reaches of the Hanjiang River and related departments should take corresponding measures.

Key words：?hydrological regimes; characteristic value; inner-annual runoff distribution; middle and lower reaches of Hanjiang River; Middle-Route Project of South-to-North Water Diversion