程建濤 周 軍 黃曼茹 查龍青 丁 杰

（1. 淮南市安瀾水利規(guī)劃設(shè)計(jì)有限公司 淮南 232001 2.海南省水利水電勘測(cè)設(shè)計(jì)研究院安徽分院 合肥 230041 3.安徽路港工程有限責(zé)任公司 合肥 230031 4.中電建生態(tài)環(huán)境集團(tuán)有限公司 深圳 518101）

流域水文序列非一致性變化的主要驅(qū)動(dòng)因素為氣候、人類活動(dòng)和流域下墊面條件，一般在三者聯(lián)合驅(qū)動(dòng)影響下形成[1-2]。當(dāng)水文序列出現(xiàn)非一致性突變時(shí)，表明該序列不再滿足獨(dú)立同分布性，實(shí)測(cè)數(shù)據(jù)反映的變化規(guī)律可能無(wú)法直接用于預(yù)測(cè)分析未來(lái)的水文情勢(shì)變化。分析流域降雨和徑流序列的一致性是否發(fā)生改變，水文序列是否存在非一致性，出現(xiàn)非一致性的突變時(shí)間點(diǎn)是什么時(shí)候，對(duì)于流域的防洪決策和水資源開(kāi)發(fā)利用具有極為重要的意義。因此，本文以大別山區(qū)黃尾河流域?yàn)檠芯繉?duì)象，采用多種水文序列的非一致性分析方法，定性分析了黃尾河流域年降雨量和徑流量水文序列的非一致性變化規(guī)律，定量分析了非一致性的突變點(diǎn)大致時(shí)間點(diǎn)，以期為黃尾河流域的防洪決策和水資源開(kāi)發(fā)利用提供決策參考[3]。

1 研究區(qū)概況

黃尾河發(fā)源于安徽省岳西縣金剛嶺，經(jīng)青天畈、河口畈至走馬灘向北流出，經(jīng)英山河、闊灘、嚴(yán)家、黃尾出縣境入霍山縣境，后繼續(xù)向東北方向匯入霍山磨子潭水庫(kù)。

黃尾河流域地處大別山深山區(qū)，境內(nèi)地形復(fù)雜、植被茂盛、雨量充沛、洪水暴漲暴落。黃尾河站為黃尾河流域控制性的國(guó)家級(jí)水文站，建站于1957年5月，為淮河流域典型的山區(qū)性河流代表站，控制流域面積270km2，監(jiān)測(cè)的水文要素主要為降水、徑流和泥沙。

2 數(shù)據(jù)和研究方法

2．1 數(shù)據(jù)

本文所使用的水文數(shù)據(jù)來(lái)自于安徽省水文局提供的黃尾河水文站1956—2016年的實(shí)測(cè)降雨、徑流系列資料，數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)統(tǒng)一的水文資料整編和刊印，可靠性、一致性、代表性均滿足“三性”審查的要求。

2．2 研究方法

2.2.1 非一致性趨勢(shì)檢驗(yàn)與分析

目前水文序列趨勢(shì)檢驗(yàn)與分析常用方法主要分為參數(shù)檢驗(yàn)和非參檢驗(yàn)兩大類，本文參數(shù)檢驗(yàn)采用滑動(dòng)平均分析法、相關(guān)性分析和線性回歸趨勢(shì)法等；非參檢驗(yàn)采用Spearman 秩次相關(guān)法、Kendall 秩次相關(guān)法等，采用不同類型的方法對(duì)水文序列的變化趨勢(shì)進(jìn)行綜合分析，判斷其年內(nèi)、年際變化趨勢(shì)和序列是否存在非一致性變化，然后進(jìn)一步分析其顯著性水平。

2.2.2 非一致性突變分析

水文序列的非一致性突變分析分別采用Mann-Kendall 檢驗(yàn)法、累計(jì)距平法、有序聚類分析法、Lee-Heghinan 法和Mann-Whitney 檢驗(yàn)法。由于Mann-Kendall 檢驗(yàn)法和Lee-Heghinan 法是非參檢驗(yàn)中分析水文序列變化趨勢(shì)最常用、最有效率的分析工具，可分析水文要素非一致性特征的變化趨勢(shì)和顯著性水平[4]。本文主要介紹以上兩種方法。

3 結(jié)果與分析

3．1 降雨徑流非一致性趨勢(shì)檢驗(yàn)與分析

根據(jù)黃尾河站1956—2016年實(shí)測(cè)水文資料繪制降雨徑流的3年、5年滑動(dòng)平均過(guò)程線（見(jiàn)圖1），分析可知年降雨量和徑流量年際變化較大，具有明顯的波動(dòng)性，從1956—2016年流域降雨量、徑流量整體變化趨勢(shì)為“減少—增加—減少—增加”交替變化，水文序列包含了完整的“豐—平—枯”變化過(guò)程，表現(xiàn)出明顯的豐枯變化和周期性變化[5]。

分析圖1a 可知，1956—1966年，年降雨量呈減少趨勢(shì)，1966年達(dá)到最小值1029.7mm，1967—1975年，年降雨量先增加后減少再增加，1975年達(dá)到最高值2137.7mm，1976—1991年，降雨量增加和減少交替平穩(wěn)變化，總體變化幅度不大，1991年長(zhǎng)江、淮河流域出現(xiàn)全流域大洪水，降雨量在1991年達(dá)到歷史最高值2209.5mm。1992年降雨量急劇下降至1087.1mm，從1992—2016年，降雨量整體趨勢(shì)呈現(xiàn)小幅波動(dòng)和小幅緩慢增加的趨勢(shì)，變化相對(duì)平穩(wěn)。

分析圖1b 可知，1956—1968年，年徑流量呈現(xiàn)小幅波動(dòng)趨勢(shì)，1969年急劇上升達(dá)到4.96 億m3，1970—1990年，徑流量增加和減少交替平穩(wěn)變化，在1991年徑流量達(dá)到歷史最高值5.89 億m3。從1992—2016年，徑流量整體趨勢(shì)呈現(xiàn)小幅波動(dòng)和小幅減少的趨勢(shì)，變化也相對(duì)平穩(wěn)。

圖1 黃尾河站歷年降雨徑流變化圖

基于黃尾河站實(shí)測(cè)水文資料，分別采用Spearman 秩次相關(guān)法、Kendall 秩次相關(guān)法、線性回歸趨勢(shì)法、對(duì)降雨徑流水文序列進(jìn)行趨勢(shì)分析和顯著性分析，顯著性水平α 統(tǒng)一取α=0.05，分析成果見(jiàn)表1。

表1 黃尾河流域降雨徑流非一致性趨勢(shì)檢驗(yàn)成果表

根據(jù)趨勢(shì)檢驗(yàn)成果，黃尾河流域年降雨量多年變化總體呈增加趨勢(shì)，增加趨勢(shì)不顯著；年徑流量多年變化總體呈減少趨勢(shì)，減少趨勢(shì)不顯著，降雨量的變化幅度略大于徑流量變化幅度。

綜上，黃尾河流域年降雨量和徑流量水文序列存在較為明顯的非一致性變化，變化趨勢(shì)均未超過(guò)α=0.05 的顯著性水平。

3．2 降雨徑流非一致性突變分析

分別采用Mann-Kendall 檢驗(yàn)法、累計(jì)距平法、有序聚類分析法、Lee-Heghinan 法、Mann-Whitney檢驗(yàn)法對(duì)黃尾河流域水文序列的非一致性突變點(diǎn)進(jìn)行分析。突變分析結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 黃尾河流域降雨徑流非一致性突變成果表

Mann-Kendall 檢驗(yàn)中，當(dāng)統(tǒng)計(jì)量UF、UB 曲線超過(guò)了臨界線（±0.05 顯著性水平）時(shí)，表明原序列具有顯著的上升或者下降趨勢(shì)，反之，當(dāng)統(tǒng)計(jì)量UF、UB 曲線均在臨界線（±0.05 顯著性水平）區(qū)間內(nèi)時(shí)，表明原序列變化趨勢(shì)不明顯。當(dāng)UF、UB 曲線在臨界線區(qū)間內(nèi)出現(xiàn)交點(diǎn)時(shí)，表明原序列存在非一致性突變，交點(diǎn)對(duì)應(yīng)的時(shí)間即為突變開(kāi)始的時(shí)間（見(jiàn)圖2）。

從圖2a 可以看出，黃尾河流域年降雨量從1956—1966年經(jīng)歷了小幅波動(dòng)但總體減少的過(guò)程，1991—2001年為平穩(wěn)波動(dòng)的交替性變化。1969年和1991年為兩處明顯的相交突變點(diǎn)，突變點(diǎn)后即為長(zhǎng)達(dá)十幾年的波動(dòng)變化。

圖2 黃尾河站降雨徑流Mann-Kendall 趨勢(shì)檢驗(yàn)與突變分析圖

從圖2b 可以看出，黃尾河流域年徑流量先小幅波動(dòng)呈減少趨勢(shì)，后逐漸增加，突變點(diǎn)后呈平穩(wěn)波動(dòng)變化，總體變化過(guò)程與年降雨量變化過(guò)程較為類似，但變化幅度總體小于降雨量變化。1969年和1991年為兩處明顯的相交突變點(diǎn)。這與1966—1976“十年自然災(zāi)害”時(shí)段和1991年長(zhǎng)江流域、淮河流域大洪水是相吻合的，充分說(shuō)明了Mann-Kendall 檢驗(yàn)分析的有效性。

Lee-Heghinan 法檢測(cè)的突變點(diǎn)一般為唯一值，區(qū)分度明顯，兩條曲線在1969年和1991年出現(xiàn)明顯的峰值，可以看出黃尾河流域年降雨量水文序列發(fā)生突變的年份為1969年，徑流量發(fā)生突變的年份為1991年（見(jiàn)圖3a）。

圖3 黃尾河站降雨徑流突變分析圖

經(jīng)綜合分析，根據(jù)Mann-Kendall 分析、Lee-Heghinan 法、累計(jì)距平法、有序聚類分析法、Mann-Whitney 法計(jì)算結(jié)果（見(jiàn)圖3b～圖3d），考慮到不同方法的適用范圍和誤差，可以得出黃尾河流域年降雨量水文序列發(fā)生非一致性突變的年份為1969年，年徑流量水文序列發(fā)生非一致性突變的年份為1991年。

4 結(jié)論

（1）自1956年以來(lái)黃尾河流域年降雨量變化總體呈增加趨勢(shì)，增加趨勢(shì)不顯著；年徑流量多年變化總體呈減少趨勢(shì)，減少趨勢(shì)不顯著，均未超過(guò)α=0.05 的顯著性水平，降雨量的變化幅度略大于徑流量變化幅度。

（2）黃尾河流域年降雨量和徑流量水文序列存在較為明顯的非一致性變化。

（3）黃尾河流域年降雨量水文序列發(fā)生非一致性突變的年份為1969年，年徑流量水文序列發(fā)生非一致性突變的年份為1991年。

受限于水文序列的時(shí)間尺度以及分析方法的適用范圍、精度，分析得出的結(jié)論可能有一定的差距，此外基于有限樣本序列突變點(diǎn)的周期性分析、非一致性變化受控因素權(quán)重分析以及基于現(xiàn)有序列對(duì)未來(lái)水文序列的非一致性預(yù)測(cè)值得進(jìn)一步研究