陳曉璐，林建海

(1.海南省水文水資源勘測局，海南 ?？?570203；2.海南省水利水電勘測設計研究院，海南 ?？?570203)

徑流過程是水文循環(huán)的重要環(huán)節(jié)，是流域水量平衡方程的重要組成部分。因此，分析徑流特征、研究徑流變化規(guī)律，對掌握流域地表水資源量、合理開發(fā)利用水資源具有重要現實意義[1]。南渡江流域位于海南省北部，行政區(qū)劃涉及?？凇⑽牟?個市、縣，是海南省重要的經濟中心、工業(yè)基地和農業(yè)生產基地。然而，現有對南渡江流域的研究，多集中在生態(tài)環(huán)境方面[2-6]。如2018年，余梵冬等基于魚類生物完整性指數IBI構建了兩套評價體系，分別評價了南渡江的局部健康狀況及其與歷史的差異[7]；2016年，許棟等在求解河流二維淺水方程的基礎上，構建水生態(tài)動力數學模型，探討浮游植物、浮游動物等生物量信息隨空間和流量的變化趨勢[8]；2014年，劉賢詞等通過對南渡江的生態(tài)環(huán)境調查，提出流域管理和保護對策[9]。而對南渡江徑流特征分析和時序變化研究的成果少有報道。本文在海南省實行最嚴格水資源管理制度的背景下，對南渡江干流的徑流特征及變化趨勢進行分析研究，為南渡江流域的經濟中心、工農業(yè)基地的社會經濟發(fā)展對水資源的需求及南渡江流域綜合規(guī)劃提供理論依據。

1 研究區(qū)概況

1.1 流域概況

南渡江是海南島第一大河流，流域位于東經109°12′～110°35′、北緯18°56′～20°05′之間，呈狹長形。干流發(fā)源于白沙縣南峰山，地勢西南高東北低，流經白沙、瓊中、儋州、澄邁、屯昌、定安、瓊山至?？谑腥摯鍏R入瓊州海峽，支流伸展到臨高、文昌等市縣。干流全長334 km，流域面積7 033 km2，占海南島總面積的20.6%。干流總落差703 m，平均坡降0.72‰，流域平均寬度21 km。流域內氣候溫和，雨量充沛，臺風頻繁。降雨量自上游向下游遞減，南部多于北部。5—10月為雨季，降雨量占全年降雨量的85%，臺風帶來暴雨致使中下游兩岸平原地區(qū)洪水泛濫；11月至次年4月為旱季，降雨量僅占全年的15%，常發(fā)生春旱。

1.2 水文測站分布情況

1954年，南渡江干流上設立龍?zhí)琳荆d建松濤水庫后，1959年先后在入庫的干流上設立福才水文站及庫區(qū)南豐水文站，至2015年設立邁灣水利樞紐工程臨時水文觀測站。各站點信息見表1，分布情況見圖1。

1.3 數據選用

本次研究，選用南渡江干流上水文站點的徑流長序列資料。考慮到南渡江邁灣站為工程臨時觀測站，設站時間短，水文序列不足30 a，不具有代表性，不足以支撐研究成果；而松濤水庫(南豐)站整理成冊的僅有1966、1987、1993年3 a的徑流資料，故本次研究不采用以上兩站點數據，僅選用福才及龍?zhí)琳?個站點。且福才站與龍?zhí)琳痉謱倌隙山闪鞯纳舷掠危?個站點間的徑流變化，可大致表征變化環(huán)境下南渡江流域的徑流演變情況。

表1 南渡江干流各水文站點信息

圖1 南渡江干流水文站點分布

綜上，本次研究選取福才及龍?zhí)?個站點1959—2018年逐月的實測徑流資料，經整理后形成1959—2018年共計60 a的年均徑流長序列。

2 研究方法

本次研究采用統計分析方法對南渡江干流福才、龍?zhí)?站點的徑流年內分配、年際變化及不同年代年均徑流的變化進行分析，選用皮爾遜Ⅲ型(P-Ⅲ型)分布[10-12]適配經驗頻率曲線，并計算極值概率。最后選用Mann-Kendall法[13-17]對年均徑流變化的趨勢和突變進行研究分析，并用滑動t-檢驗[13,17,20]對突變結果進行檢驗。

2.1 皮爾遜Ⅲ型(P-Ⅲ型)分布

英國生物學家皮爾遜通過很多資料的分析研究，提出一種概括性的曲線族，包括13種分布曲線，其中第Ⅲ型曲線被引入水文計算中，成為當前水文計算中常用的頻率曲線。

皮爾遜Ⅲ型(P-Ⅲ型)曲線是一條一端有限一端無限的不對稱單封曲線，數學上稱為三參數伽瑪分布，其概率密度函數為：

(1)

式中Γ(α)——α的伽瑪函數；α、β、a0——P-Ⅲ型分布的形狀、尺度和位置參數，α>0，β>0。

(2)

(3)

(4)

2.2 Mann-Kendall法[17-18]

在時間序列趨勢分析中,Mann-Kendall法是世界氣象組織推薦并已廣泛使用的非參數檢驗方法, 最初由Mann 和Kendall 提出。近年來，Mann-Kendall法不斷被越來越多的學者應用在降水、徑流、氣溫和水質等要素時間序列的趨勢變化分析中，其優(yōu)點是不需要樣本遵從一定的分布，也不受少數異常值的干擾，檢測范圍廣，定量化程度高，適用于水文、氣象等非正態(tài)分布的類型變量和順序變量，計算也比較簡便。

2.3 滑動t-檢驗

計算過程中采用滑動的方法連續(xù)設置基準點，依次按上式計算統計量t值。由于進行滑動的連續(xù)計算，可得到統計量序列ti,i=1,2,…,n-(n1+n2)+1。

其中

(6)

計算得到的t值服從ν=n1+n2-2的t分布。

基準點前后兩子序列的長度一般取相同長度，即n1=n2。給定顯著性水平α，查t分布表得到臨界值tα,若|ti|

3 研究成果

3.1 徑流特征分析

3.1.1徑流的年內分配

受季風氣候影響，南渡江流域全年徑流相對集中，出現顯著的干、濕兩季。由圖2可知，最大月平均流量出現在10月，其徑流量占全年徑流總量的23.72%(福才站)、21.65%(龍?zhí)琳?；最小月平均流量出現在3月，其徑流量占全年徑流總量的1.12%(福才站)、2.34%(龍?zhí)琳?。兩站最大月及最小月徑流量占全年徑流總量的比重基本一致。

圖2 福才、龍?zhí)琳驹缕骄髁?/p>

月平均流量的豐枯比為21.09(福才站)、9.25(龍?zhí)琳?。由此可見，在年內分配方面，龍?zhí)琳镜脑戮髁糠植驾^福才站更均勻，變化幅度更小。汛期(5—10月)，福才站徑流量占全年徑流總量的82.85%，與南渡江雨季(5—10月)降雨量占全年降雨量的85%的分配趨勢基本相符。龍?zhí)琳?—10月的徑流量占全年徑流總量的76.29%，與福才站的雨季降雨量比重稍有差異。

3.1.2徑流的年際變化

由圖3可知，整體來看，福才、龍?zhí)羶烧军c自1959年以來年均流量均有微略下降趨勢。其中，福才站年均流量趨勢線y=-0.0184x+16.112，龍?zhí)琳灸昃髁口厔菥€y=-0.1316x+182.92，可見福才站的年均流量下降趨勢大于龍?zhí)琳尽?/p>

圖3 福才、龍?zhí)琳?959—2018年均流量

在年際分布方面，福才站年均流量的最大值出現在1964年，為34.39 m3/s；最小值出現在1969年，為3.73 m3/s；年均流量豐枯比為9.22。龍?zhí)琳灸昃髁康淖畲笾党霈F在1973年，為294.33 m3/s；最小值出現在2015年，為70.49 m3/s；年均流量豐枯比為4.18。由此可知，受福才-龍?zhí)羺^(qū)間變化環(huán)境及人類活動的影響，龍?zhí)琳玖髁康哪觌H分布較福才站更均勻，變化幅度更小。

對兩站點年均徑流資料由大至小進行排頻。在福才站年均徑流最大值的1964年，龍?zhí)琳鞠鄳昃髁繛?92.59 m3/s，頻率為3.28%，屬長系列資料中第二大值。在龍?zhí)琳灸昃髁孔畲笾档?973年，福才站相應年均流量為31.84 m3/s，頻率為3.28%，屬長系列資料中第二大值?？梢娫谧畲笾捣矫妫２耪九c龍?zhí)琳净驹谙嗤哪攴堇锍尸F相同的徑流極值變化規(guī)律。這是由于在豐水年，上游來水多，上游來水與福才-龍?zhí)羺^(qū)間的來水總量能充分滿足區(qū)間內的用水需求，故留在河道里的沒有被利用的水量，隨著上游來水的增多而增多。而在福才站年均流量最小值出現的1969年，龍?zhí)琳鞠鄳昃髁繛?1.19 m3/s，頻率為90.16%。在龍?zhí)琳灸昃髁孔钚≈档?015年，福才站相應年均流量為4.70 m3/s，頻率為96.72%。這是由于在枯水年，上游來水少，上游來水與福才-龍?zhí)羺^(qū)間的來水總量無法滿足區(qū)間的用水需求，需要用區(qū)間水庫進行用水調蓄，因而在留在河道里沒有被利用的水量與上游來水的水量變化存在差異。

3.1.3不同年代年均流量的變化

將福才、龍?zhí)羶烧镜拈L序列資料按1959—1969、1970—1979、1980—1989、1990—1999、2000—2009、2010—2018年劃分為6個年代，分別統計各年代年均流量，得到圖4，并分別與兩站多年平均(1959—2018年)流量相比較。

圖4 不同年代福才、龍?zhí)琳灸昃髁?/p>

在6個年代中，福才站與龍?zhí)琳境尸F了完全一致的徑流變化規(guī)律。年均流量的最大值均出現在1970—1979年，福才站為18.55 m3/s，龍?zhí)琳緸?95.89 m3/s；最小值出現在1990—1999年，福才站為13.97 m3/s，龍?zhí)琳緸?69.40 m3/s。由此可推證，自1959年來，20世紀70年代南渡江流域徑流最為豐沛，而20世紀90年代南渡江流域徑流最為枯少。

將福才、龍?zhí)羶烧静煌甏哪昃髁颗c多年平均(1959—2018年)流量進行比較，計算各站點不同年代年均流量距平值，得到圖5。

圖5 不同年代福才、龍?zhí)琳灸昃髁烤嗥街?/p>

除1970—1979、2010—2018年外，在1959—2018年的6個年代中，福才、龍?zhí)羶烧酒溆?個年代的年均流量均較多年平均流量小。除出現年均流量最大值的20世紀70年代及出現年均流量最小值的90年代外，其余年代福才、龍?zhí)羶烧镜哪昃髁烤c多年平均流量較為接近。

3.2 流量長期分布與變化趨勢

3.2.1P-Ⅲ型分布

采用矩法對福才、龍?zhí)羶烧?959—2018年的徑流長序列資料進行統計參數估計，計算得到福才站Ex值為15.75 m3/s，Cv值為0.43；龍?zhí)琳綞x值為180.75 m3/s，Cv值為0.33。由此可見，福才站值較龍?zhí)琳敬?，表明福才站的徑流長序列資料較龍?zhí)琳倦x散程度大，徑流變化更明顯。這也與前文根據兩站點月平均流量豐枯比及年均流量豐枯比的研究結果相符。

選用計算得到的值，采用目估適線法估計頻率曲線，根據頻率曲線與經驗點據的配合情況選擇擬合程度最好的曲線，確定擬合度福才站0.95、龍?zhí)琳?.97，點線匹配效果較好，得到福才、龍?zhí)羶烧军cP-Ⅲ型頻率曲線見圖6、7。

圖6 福才站P-Ⅲ型頻率曲線

圖7 龍?zhí)琳綪-Ⅲ型頻率曲線

根據擬合得到的頻率曲線，計算福才、龍?zhí)羶烧静煌噩F期流量見表2，典型年流量見表3。

表2 福才、龍?zhí)琳静煌噩F期流量

表3 福才、龍?zhí)琳镜湫湍炅髁?m3/s

3.2.2趨勢研究及突變檢驗

依據Mann-Kendall法計算福才、龍?zhí)羶烧?959—2018年徑流長序列資料的UFk和UBk值，選取顯著性水平α=0.05，則臨界值u0.05=±1.96，見圖8、9。

圖8 福才站年均流量Mann-Kendall統計量曲線

圖9 龍?zhí)琳灸昃髁縈ann-Kendall統計量曲線

由圖8、9中的UF曲線可見，在1964年，福才、龍?zhí)羶烧镜闹稻笥?且超過了置信線，表明在1964年，兩站的年均流量呈現顯著上升趨勢。在1959—1986年共計28 a中，除1969年的年均流量呈下降趨勢外，其余年份均呈上升趨勢，但僅在1964年有顯著上升趨勢。兩站在1986年后，年均流量基本保持不顯著的下降趨勢。相對來看，1986年后，龍?zhí)琳救杂袀€別年份的年均流量呈微略上升趨勢，故整體而言，福才站年均流量的下降趨勢較龍?zhí)琳靖语@著，這也與前文的趨勢分析結果相符。

根據圖8、9中福才、龍?zhí)羶烧灸昃髁康腢F與UB曲線，兩站在1959—2018年內并未出現突變點。為提高突變檢驗的精確度，引入滑動-檢驗對福才、龍?zhí)羶烧镜哪昃髁块L序列資料進行突變檢驗。

選取子序列長度n1=n2=10,給定顯著性水平α=0.5，按t分布自由度v=n1+n2-2=18，查表可知t0.05=±2.101。將計算得到的t統計量序列和t0.05=±2.101繪成圖10。

圖10 福才、龍?zhí)琳净瑒咏y計量曲線

圖10所示，選取子序列長度為10，則福才、龍?zhí)羶烧灸昃髁康幕瑒觮統計量在1968—2008年的基準年內呈現基本一致的變化趨勢，且并未出現突變。表明自1959年來，福才、龍?zhí)羶烧灸昃髁侩m稍顯下降趨勢，但未出現突變，徑流年均變化較為平緩。

4 結論

通過對南渡江干流福才、龍?zhí)羶烧?959—2018年的徑流長序列資料進行分析與研究，可以得出以下結論。

a) 南渡江流域系顯著的熱帶季風氣候，有明顯的干濕兩季，徑流的年內分布相對集中。汛期(5—10月)徑流量占全年徑流總量約80%，月均流量最大值出現在10月，最小值出現在3月。由此可知，南渡江流域汛期防洪任務重，做好臺風季洪水預警預報及防御春旱是南渡江流域水文工作的重要內容之一。

b) 在年際變化方面，整體而言，南渡江干流的流量在1964年出現顯著的上升趨勢，但自1986年后，流量稍有減少，呈現不顯著的下降趨勢。且自1959年來，徑流年均變化較為平緩，并未出現突變。由此可知，南渡江流域的流量維持在一個相對穩(wěn)定的范圍內，未出現較大變化，受人類活動影響不大。