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        近30年德令哈市東南部地下水埋深動(dòng)態(tài)變化規(guī)律探究

        2021-02-18 02:25:04李媛媛
        地下水 2021年6期
        關(guān)鍵詞:測(cè)井線性趨勢(shì)

        李媛媛

        (青海省水文水資源測(cè)報(bào)中心,青海 西寧 810000)

        水資源是人類(lèi)賴(lài)以生存的必要自然資源之一,我國(guó)幅員遼闊且自然資源豐厚,其中水資源總量居世界第四,高達(dá)2.81 012 m3,但因我國(guó)人口眾多導(dǎo)致人均水資源量較為匱乏,僅為2 240 m3[1],依據(jù)瑞典科學(xué)家馬克提出的人均水資源標(biāo)準(zhǔn),僅為國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)三分之一[2]。其中我國(guó)地下水資源占國(guó)內(nèi)水資源總量1/3,達(dá)8.837×108m3,因其作為唯一僅次于冰川可持續(xù)利用的淡水資源,具有不易受污染、分布廣泛且供水量穩(wěn)定的特點(diǎn),一直作為人們的主要飲用水源,但我國(guó)人均占有量依然低于國(guó)際標(biāo)準(zhǔn),不少貧困地區(qū)依然處于缺水少水狀態(tài),拖累當(dāng)?shù)孛裆?jīng)濟(jì)的發(fā)展[3],因此在維護(hù)好生態(tài)環(huán)境紅線的前提下,如何更好地掌握地下水資源量動(dòng)態(tài)變化特征,并進(jìn)行有效的指導(dǎo)地下水資源開(kāi)采與利用,具有極其重要的戰(zhàn)略意義[4]。

        地下水埋深動(dòng)態(tài)變化在廣義上是人為因素的主觀調(diào)控與自然界客觀條件限制共同作用的結(jié)果,狹義上即為水分子在“大氣降水-地表水-地下水”循環(huán)過(guò)程中以不同運(yùn)動(dòng)狀態(tài)存在的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程[5]。研究地下水埋深的動(dòng)態(tài)變化規(guī)律,特別是在干旱半干旱地區(qū),當(dāng)?shù)夭粌H缺失同時(shí)強(qiáng)蒸發(fā)作用使得土壤鹽漬化極為嚴(yán)重[6],掌握地下水動(dòng)態(tài)變化規(guī)律可以有效的為地下水資源的開(kāi)發(fā)利用提供良好的理論基礎(chǔ),使得決策者依據(jù)其變化過(guò)程進(jìn)行最優(yōu)化水資源調(diào)配,對(duì)于當(dāng)?shù)孛裆哂兄匾饬x,同時(shí)也一直是眾多學(xué)者研究的重點(diǎn)與熱點(diǎn),在取得豐碩研究成果的同時(shí)也證明了地下水埋深動(dòng)態(tài)變化的研究確實(shí)有效的支撐著地下水資源開(kāi)發(fā)[7-9]。

        本文所選研究區(qū)地理上隸屬于青海省德令哈市東南部區(qū)域,為更好地服務(wù)于區(qū)域地下水資源的開(kāi)發(fā)利用,擬基于研究區(qū)5口觀測(cè)井1981-2016年期間共30 a地下水埋深數(shù)據(jù)資料(其中6年數(shù)據(jù)由于記錄設(shè)備原因缺失),通過(guò)數(shù)學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)分析、Personal相關(guān)性分析、線性傾向估計(jì)和Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法等分析手段,探求德令哈市東南部近30 a地下水埋深統(tǒng)計(jì)學(xué)特征規(guī)律性及內(nèi)部不同區(qū)域地下水埋深動(dòng)態(tài)變化關(guān)聯(lián)性,并基于此進(jìn)行隨時(shí)間序列變化下地下水埋深整體趨勢(shì)規(guī)律性的研究,以期為當(dāng)?shù)氐叵滤Y源的開(kāi)采提供理論依據(jù)。

        1 研究區(qū)概況和數(shù)據(jù)來(lái)源

        研究區(qū)位于德令哈市東南部區(qū)域,海拔處于2 700~2 800 m,區(qū)域地貌上整體上處于開(kāi)闊型山間小型盆地,三面環(huán)山,據(jù)德令哈氣象站觀測(cè)資料,本區(qū)多年平均降水量?jī)H為120 mm,年降雨量稀少且蒸發(fā)強(qiáng)烈,多年平均蒸發(fā)量可達(dá)2 370 mm,多年平均氣溫為2.6℃~3.1℃,屬于荒漠性氣候[10]。研究區(qū)流經(jīng)主要河流為巴音河流域,屬于柴達(dá)木盆地第四大內(nèi)陸河,發(fā)源于祁連山支脈野牛脊山,全長(zhǎng)可達(dá)326 km,流域面積約9 918 km2,多年平均流量為10.93 m3/s[11],有效的對(duì)區(qū)域地下水進(jìn)行部分補(bǔ)給。

        研究區(qū)地下水類(lèi)型以潛水層第四系松散巖類(lèi)孔隙水為主,廣泛分布于沖洪積-湖積平原,含水層巖性以砂礫卵石和含泥砂卵礫石層構(gòu)成為主,具有厚度大且顆粒較粗、結(jié)構(gòu)單一和透水性較強(qiáng)的特點(diǎn),地下水埋深通常小于3 m。區(qū)域內(nèi)地下水主要補(bǔ)給源為大氣降雨,次要補(bǔ)給源為巴音河?xùn)|南部流域側(cè)向補(bǔ)給,受地形地貌影響整體徑流方向由南向北,少部分地下水遇地勢(shì)低洼處以泉形式排出地表,大部分以地下徑流方式排入尕海[12]。

        圖1 研究區(qū)位置圖[12]

        研究區(qū)分析數(shù)據(jù)主要來(lái)自于青海省水文水資源測(cè)報(bào)中心自1980年開(kāi)始設(shè)立的人工地下水埋深觀測(cè)井,先后共建設(shè)49眼地下水監(jiān)測(cè)井,其中研究區(qū)主要有5口,觀測(cè)時(shí)間自1980-2016年期間,觀測(cè)井由專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員在每月1號(hào)、6號(hào)、11號(hào)、16號(hào)、21號(hào)、26號(hào)上午8時(shí)記錄地下水埋深并每年進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn),數(shù)據(jù)資料豐富且真實(shí)可信,研究區(qū)地下水監(jiān)測(cè)井基本信息如表1所示。

        表1 研究區(qū)地下水監(jiān)測(cè)井基本信息一覽表

        2 研究方法及原理

        2.1 統(tǒng)計(jì)學(xué)和Personal相關(guān)性分析

        描述性統(tǒng)計(jì)學(xué)分析法由數(shù)學(xué)概率論基礎(chǔ)上發(fā)展而來(lái),依靠大量樣本數(shù)據(jù),選取統(tǒng)計(jì)參數(shù)(極差值、均值、變異系數(shù)、偏度值)進(jìn)行數(shù)據(jù)信息的深度挖掘,總結(jié)客觀事物發(fā)展的定量化演化規(guī)律,同時(shí)在一定程度上反映出數(shù)據(jù)空間分布特性,目前該方法已應(yīng)用于包括地下水位埋深動(dòng)態(tài)變化等多個(gè)領(lǐng)域且取得了良好反饋效果,有效的為客觀事物規(guī)律性總結(jié)的深入研究奠定良好理論基礎(chǔ)[13~15]。統(tǒng)計(jì)參數(shù)原理如下。

        2.1.1 極差

        極差即為最大值和最小值的差值,可有效上反映出某指標(biāo)數(shù)據(jù)在同一空間隨時(shí)間序列的變幅情況,多用來(lái)探尋是否存在區(qū)域極端現(xiàn)象并探明發(fā)生原因。

        2.1.2 統(tǒng)計(jì)均值

        統(tǒng)計(jì)均值是統(tǒng)計(jì)學(xué)中最常用的統(tǒng)計(jì)量,用來(lái)表明資料中各觀測(cè)值相對(duì)集中較多的中心位置,可反映現(xiàn)象總體的一般水平或分布的集中趨勢(shì),即為某指標(biāo)數(shù)據(jù)長(zhǎng)時(shí)間演化下固定時(shí)間段的平均數(shù)值,可一定程度上反映演化規(guī)律的穩(wěn)定性[16]。

        2.1.3 變異系數(shù)

        變異系數(shù)可反映樣本數(shù)據(jù)整體離散程度,且可適用于數(shù)據(jù)不同量綱之間,離散程度即可表征樣本某指標(biāo)數(shù)據(jù)在相同空間尺度下的空間分布變化穩(wěn)定性,變異系數(shù)越小,意味著該指標(biāo)在該區(qū)域內(nèi)空間分布上穩(wěn)定性越好[17]。變異系數(shù)計(jì)算公式如下,分類(lèi)如表2所示。

        變異系數(shù)計(jì)算公式如下:

        (1)

        表2 變異系數(shù)分類(lèi)表

        2.1.4 Pearson相關(guān)性分析

        Pearson相關(guān)系數(shù)由統(tǒng)計(jì)學(xué)之父Karl Pearson于19世紀(jì)80年代提出,以此定量化呈現(xiàn)不同變量之間的相關(guān)性關(guān)系,因其表示效果良好,數(shù)年來(lái)被廣泛應(yīng)用于地下水埋深動(dòng)態(tài)變化分析中[18-20]。其原理是利用兩個(gè)變量之間的協(xié)方差與方差之比值來(lái)量化二者的相互聯(lián)系程度,相關(guān)系數(shù)范圍是[-1,1],正相關(guān)即為正數(shù),且數(shù)值越高表明兩個(gè)變量之間線性程度越高,負(fù)數(shù)反之亦然。相應(yīng)計(jì)算公式如下:

        (2)

        表3 Pearson相關(guān)系數(shù)相關(guān)性程度分類(lèi)表

        2.2 線性傾向估計(jì)法

        線性傾向估計(jì)法是基于線性函數(shù)理論下,由已知觀測(cè)值在最優(yōu)線性模型下預(yù)測(cè)隨機(jī)變量值的一種趨勢(shì)分析方法,該方法以其計(jì)算簡(jiǎn)便且表達(dá)直觀,對(duì)于趨勢(shì)明顯的長(zhǎng)時(shí)間序列能有效得到規(guī)律性結(jié)論的優(yōu)點(diǎn),被廣泛應(yīng)用于地下水埋深動(dòng)態(tài)變換趨勢(shì)分析中,計(jì)算原理如下[21]。

        用yi表示樣本數(shù)據(jù)量為n的某時(shí)間序列變量,用ti表示yi所對(duì)應(yīng)時(shí)間序列,建立yi與ti之間的一元線性關(guān)系式:

        yi=ati+b,i=1,2,3…n

        (3)

        式中:a為一元線性方程系數(shù)(趨勢(shì)傾向率),b為回歸常數(shù),采用最小二乘法即可估算a和b。

        基于yi與ti對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)求出二者之間的趨勢(shì)相關(guān)性系數(shù)r,并依據(jù)置信率水平查詢相關(guān)系數(shù)臨界值表,若滿足,則認(rèn)為線性趨勢(shì)顯著;若趨勢(shì)傾向率a>0,時(shí)間t隨y呈現(xiàn)上升趨勢(shì),反之呈下降趨勢(shì)。相關(guān)系數(shù)公式如下:

        (4)

        2.3 Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法

        Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)分析方法,能有效區(qū)分某自然界事物現(xiàn)象演化過(guò)程是處于自然波動(dòng)還是存在確定的某方向變化趨勢(shì),特別是針對(duì)于在長(zhǎng)時(shí)間序列下樣本數(shù)據(jù)隸屬于非正態(tài)分布曲線的水文氣象數(shù)據(jù),Mann-Kendall檢驗(yàn)具有更加突出的適用性,經(jīng)常用于氣候變化影響下的地下水位埋深、降水頻率及干旱頻次的趨勢(shì)檢測(cè),計(jì)算原理如下[22]。

        假設(shè)H0:時(shí)間序列(y1,…,yn)是n個(gè)獨(dú)立隨機(jī)同分布的樣本,假設(shè)H1是雙邊檢驗(yàn),對(duì)于所有的i,j≤n且i≠j,xi和xj的分布不同,Mann-Kendall檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量S計(jì)算公式為:

        (5)

        式中:yi和yj分別為第i、j時(shí)對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù);sgn為符號(hào)函數(shù),且當(dāng)yj-yi分別大于0、等于0或小于0時(shí),sgn(yj-yi)分別為1、0或-1。

        S近似于服從正態(tài)分布,其均值為0,方差為:

        (6)

        在雙邊趨勢(shì)檢驗(yàn)中,對(duì)于給定的置信度a,若|Z|≥Z1-1/2a,在假設(shè)H0中是不可接受的,即意味著在給定的a中樣本數(shù)據(jù)隨時(shí)間序列變化存在明顯的上升或下降趨勢(shì)。其中Z為正值即代表上升趨勢(shì),為負(fù)值則代表下降趨勢(shì),當(dāng)|Z|大于等于1.28、1.64和2.32時(shí),表示其在置信率為90%,95%和99%時(shí)分別通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值Z計(jì)算公式如下:

        (7)

        3 結(jié)果與分析

        3.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與分析

        基于統(tǒng)計(jì)學(xué)特征值原理及相應(yīng)公式,通過(guò)Excel進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)特征值計(jì)算,計(jì)算詳細(xì)結(jié)果如表3所示,各測(cè)井統(tǒng)計(jì)特征值折線圖如圖2所示。

        表3 研究區(qū)各測(cè)井統(tǒng)計(jì)特征值表

        由表3可知,從研究區(qū)整體情況來(lái)看,區(qū)域極差值為2.9 m,均值為2.39 m,最大值和最小值差距可達(dá)70%,但變異系數(shù)0.36相對(duì)偏低,綜合表明研究區(qū)在30a期間出現(xiàn)過(guò)地下水埋深大幅變化情況,但整體上動(dòng)態(tài)變化較為平穩(wěn),波動(dòng)性不強(qiáng)。

        從各個(gè)測(cè)井局部地下水埋深情況來(lái)看,各測(cè)井地下水埋深差異性還是較為明顯,其中1-1號(hào)測(cè)井30 a期間埋深最小值(0.35 m)相對(duì)小于其他測(cè)井,且該井最大值(3.3 m)和年均值(1.73 m)也明顯小于其他測(cè)井,綜合表明該井周邊地下水位埋深相較其他區(qū)域偏淺,可利用性相對(duì)較好。3-9號(hào)測(cè)井30 a期間地下水埋深最大值(5.11 m)明顯大于其他測(cè)井,且該井在這期間地下水埋深變幅可達(dá)至3.39 m,也較其他測(cè)井更大,表明該測(cè)井周邊區(qū)域相較其他區(qū)域動(dòng)態(tài)出現(xiàn)過(guò)大幅變化情況,從開(kāi)采角度來(lái)說(shuō)不確定性較高。

        從年均值來(lái)看,最大年均值出現(xiàn)于3-1號(hào)測(cè)井(3 m),相較于最小年均值1-1號(hào)測(cè)井差距可達(dá)42%,說(shuō)明研究區(qū)內(nèi)部地下水埋深最淺和最深區(qū)域存在較大差異性。從極差值來(lái)看,最大極差值出現(xiàn)于3-9號(hào)測(cè)井已進(jìn)行分析,最小極差值出現(xiàn)于1-13號(hào)測(cè)井(2.35 m),表明該測(cè)井區(qū)域相對(duì)其他測(cè)井區(qū)域地下水埋深在30 a期間變幅情況較小。從變異系數(shù)來(lái)看,研究區(qū)五個(gè)測(cè)井均處于中等變異程度,其中最大變異系數(shù)出現(xiàn)于1-3號(hào)測(cè)井(0.49),可說(shuō)明該井30a期間地下水埋深動(dòng)態(tài)變化在自然和人為影響作用下變化波動(dòng)較大,最小變異系數(shù)出現(xiàn)于3-1號(hào)測(cè)井(0.25),相較于其他測(cè)井該測(cè)井區(qū)域30a期間地下水埋深動(dòng)態(tài)相對(duì)平穩(wěn)。

        研究區(qū)各測(cè)井30 a期間地下水埋深相關(guān)性關(guān)系分析結(jié)果如表4所示。由表可得,整體上地下水埋深均表現(xiàn)為正相關(guān)性,相關(guān)系數(shù)無(wú)負(fù)數(shù)出現(xiàn),表明研究區(qū)各區(qū)域地下水埋深動(dòng)態(tài)變化具有相同趨勢(shì)。其中1-1號(hào)測(cè)井和1-3號(hào)測(cè)井與1-13號(hào)測(cè)井之間存在極強(qiáng)正相關(guān)(0.91和0.93),表示1-1號(hào)測(cè)井與該兩種測(cè)井30 a期間地下水埋深變化具有高度趨同性,可表明三種測(cè)井之間地下水水力聯(lián)系性極強(qiáng);1-3號(hào)測(cè)井和1-13號(hào)測(cè)井與3-1號(hào)測(cè)井相關(guān)系數(shù)分別為0.85和0.75,表明1-3號(hào)測(cè)井與該兩種測(cè)井分別呈現(xiàn)極強(qiáng)正相關(guān)和強(qiáng)正相關(guān),其地下水埋深動(dòng)態(tài)變化之間同樣具有較好的趨同性,水力聯(lián)系性較好;相關(guān)性最弱分別出現(xiàn)于1-1號(hào)測(cè)井和1-13號(hào)測(cè)井與3-9號(hào)測(cè)井之間(0.11和0.08),表明該兩種測(cè)井與3-9號(hào)測(cè)井之間在30 a期間地下水埋深動(dòng)態(tài)變化無(wú)關(guān)聯(lián)性,可說(shuō)明二者與該井之間水力聯(lián)系極弱,可能存在局部隔水區(qū)域。

        表4 研究區(qū)各測(cè)井30a期間地下水埋深相關(guān)性關(guān)系

        3.2 30a趨勢(shì)性結(jié)果與分析

        為揭示研究區(qū)地下水埋深30 a期間變化趨勢(shì)規(guī)律,對(duì)研究區(qū)五個(gè)測(cè)井和區(qū)域整體進(jìn)行線性傾向估計(jì),包含線性回歸和時(shí)間序列與地下水埋深相關(guān)系數(shù)的計(jì)算;同時(shí)進(jìn)行研究區(qū)五個(gè)測(cè)井和區(qū)域整體的Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)分析,計(jì)算出各自對(duì)應(yīng)的Z值。上述具體計(jì)算結(jié)果見(jiàn)圖2和表5。

        圖2 研究區(qū)各測(cè)井地下水埋深線性估計(jì)規(guī)律圖

        表5 研究區(qū)各測(cè)井地下水埋深線性估計(jì)和Mann-Kendall檢驗(yàn)結(jié)果表

        由圖2(f)和表4可知,整個(gè)研究區(qū)在30a期間地下水埋深動(dòng)態(tài)變化從宏觀上看呈現(xiàn)較明顯減少趨勢(shì),2016年相較于1981年地下水位抬升了1.56m;時(shí)間序列和地下水埋深相關(guān)系數(shù)為-0.58,呈現(xiàn)中等負(fù)相關(guān),同時(shí)Z值絕對(duì)值>2.32且為-3.07<0,綜合表明隨著時(shí)間序列的增大地下水埋深相應(yīng)減小,且其減少趨勢(shì)在置信率99%下通過(guò)檢驗(yàn),印證了線性回歸曲線的正確性。該趨勢(shì)表明研究區(qū)地下水30a期間開(kāi)采量小于補(bǔ)給量,地下水資源得到一定程度增加。

        研究區(qū)地下水埋深動(dòng)態(tài)從局部上看是呈現(xiàn)先減小后增大再減小的趨勢(shì),其中1981-1991年期間地下水水位持續(xù)處于顯著抬升狀態(tài),1991-2001年期間地下水水位持續(xù)處于顯著下降狀態(tài),下降至最高埋深于2001年達(dá)到3.79 m,之后地下水埋深又處于顯著抬升狀態(tài),一直持續(xù)到2006年逐漸恢復(fù)與1990年持平,2006年之后10 a期間地下水埋深動(dòng)態(tài)存在較小范圍變化,但與前20 a相比動(dòng)態(tài)波動(dòng)性基本趨于穩(wěn)定,表明這期間研究區(qū)地下水資源開(kāi)采處于合理范圍,年均開(kāi)采量和補(bǔ)給量更接近平衡狀態(tài)。

        由圖2(a)~(e)和表4可知,在30 a期間測(cè)井1-1號(hào)、1-3號(hào)和1-13號(hào)區(qū)域地下水埋深從宏觀上看均處于減小趨勢(shì),2016年相較于1981年地下水位抬升了1.16~2.3 m,其時(shí)間序列和地下水埋深相關(guān)系數(shù)為-0.71~-0.79,呈現(xiàn)負(fù)強(qiáng)相關(guān),同時(shí)檢驗(yàn)值Z為-3.46~-4.96均<0,且絕對(duì)值均>2.32,綜合表明三個(gè)測(cè)井隨著時(shí)間序列的增加地下水埋深處于置信率99%的顯著減小趨勢(shì),表明三個(gè)測(cè)井周邊區(qū)域30 a期間地下水開(kāi)采量小于補(bǔ)給量。

        3-1號(hào)測(cè)井周邊區(qū)域地下水埋深在30a期間存在局部波動(dòng)性減小和增大,但宏觀上地下水埋深也在減少但波動(dòng)性相較于上述三個(gè)測(cè)井較小,從其相關(guān)系數(shù)(-0.1)和檢驗(yàn)值Z(-1.41)也得到側(cè)面驗(yàn)證。3-9號(hào)測(cè)井呈現(xiàn)與其余四個(gè)測(cè)井完全相反的變化,地下水埋深處于增大狀態(tài),最大于2001年下降至5.11 m,同時(shí)其相關(guān)系數(shù)和檢驗(yàn)值Z分別為0.3和1.46,側(cè)面驗(yàn)證該測(cè)井處于增大趨勢(shì),但增大趨勢(shì)不明顯,這與該測(cè)井最終于2016年恢復(fù)至平均值(2.51 m)有關(guān),可能與后期該測(cè)井周邊區(qū)域地下水開(kāi)采量逐漸減小或受人為灌溉等影響補(bǔ)給量增大有關(guān)。

        4 結(jié)語(yǔ)

        本文以德令哈市東南部作為研究區(qū),以研究區(qū)五口測(cè)井地下水埋深30 a常年監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)(1981-2016)為基礎(chǔ),利用統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、Personal相關(guān)性、線性傾向估計(jì)法和Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法等方法,進(jìn)行區(qū)域地下水埋深30 a期間時(shí)空分布規(guī)律分析,得出如下主要結(jié)論:

        (1)研究區(qū)在30 a期間出現(xiàn)過(guò)地下水埋深大幅變化情況,但整體上動(dòng)態(tài)變化波動(dòng)性趨于穩(wěn)定。各測(cè)井30 a期間地下水埋深變化差異性較明顯,其中1-1號(hào)測(cè)井周邊地下水位埋深相較其他區(qū)域偏淺,3-1號(hào)測(cè)井區(qū)域地下水埋深動(dòng)態(tài)變化相對(duì)平穩(wěn),二者可利用性相對(duì)較好;3-9號(hào)測(cè)井周邊區(qū)域相較其他區(qū)域動(dòng)態(tài)出現(xiàn)過(guò)短期大幅變化情況,1-3號(hào)測(cè)井地下水埋深動(dòng)態(tài)變化波動(dòng)性較大,二者從開(kāi)采角度來(lái)說(shuō)不確定性較高。

        (2)研究區(qū)1-1號(hào)測(cè)井和1-3號(hào)測(cè)井與1-13號(hào)測(cè)井之間地下水埋深變化具有高度趨同性,測(cè)井之間地下水水力聯(lián)系性極強(qiáng);1-3號(hào)測(cè)井和1-13號(hào)測(cè)井與3-1號(hào)測(cè)井地下水埋深動(dòng)態(tài)變化之間同樣具有較好的趨同性,水力聯(lián)系性較好;1-1號(hào)測(cè)井和1-13號(hào)測(cè)井與3-9號(hào)測(cè)井之間在30 a期間地下水埋深動(dòng)態(tài)變化無(wú)關(guān)聯(lián)性,水力聯(lián)系極弱,可能存在局部隔水區(qū)域。

        (3)研究區(qū)在30a期間地下水埋深隨著時(shí)間序列的增大相應(yīng)減小,地下水開(kāi)采量小于補(bǔ)給量,地下水資源得到一定程度增加,其中2006年之后10 a期間與前20 a相比動(dòng)態(tài)波動(dòng)性基本趨于穩(wěn)定,地下水資源年均開(kāi)采量和補(bǔ)給量更趨于平衡狀態(tài)。測(cè)井1-1號(hào)、1-3號(hào)和1-13號(hào)區(qū)域地下水埋深隨著時(shí)間序列的增加處于置信率99%的顯著減小趨勢(shì),地下水開(kāi)采量小于補(bǔ)給量;3-1號(hào)測(cè)井區(qū)域地下水埋深整體平穩(wěn),存在局部波動(dòng)性減小和增大;3-9號(hào)測(cè)井地下水埋深處于增大趨勢(shì)但不顯著,可能與后期該測(cè)井周邊區(qū)域地下水開(kāi)采量逐漸減小或受人為灌溉等影響補(bǔ)給量增大有關(guān)。

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