吳玥葶，郭利丹，3，4，曾天山，李瓊芳，3，4，井沛然

（1.河海大學商學院，南京211100；2.河海大學水文水資源學院，南京210098；3.河海大學國際河流研究中心，南京211100；4.“世界水谷”與水生態(tài)文明協(xié)同創(chuàng)新中心，南京211100）

瀾滄江-湄公河作為一條重要的跨境河流，將中國、緬甸、老撾、泰國、柬埔寨、越南六國緊密聯(lián)系在一起。在全球氣候變化和人類活動雙重驅(qū)動下，流域區(qū)域極端天氣災害頻發(fā)，1966年和2008年分別發(fā)生特大洪水和大洪水，2010年和2016年分別遭遇流域大面積干旱和百年一遇旱情，2019年再次因強厄爾尼諾現(xiàn)象遭遇嚴重旱情。洪水和干旱成為該流域較為嚴重的自然災害類型之一，不僅給流域國家?guī)斫?jīng)濟損失，還可能造成生態(tài)環(huán)境惡化、水資源短缺等問題。氣候變化背景下瀾滄江-湄公河流域水量的豐枯變化對沿岸流域國的工農(nóng)業(yè)發(fā)展至關重要［1］。

近年來，瀾滄江-湄公河流域的水安全問題受到眾多國內(nèi)外學者的關注，并對流域局部區(qū)域的氣候變化及其影響進行了研究。于金文等［2］基于瀾滄江流域氣象資料探討了極端天氣災害變化特征及其與全球氣候變化之間的聯(lián)系；李斌［3］、邵明陽［4］、唐見［5］等認為ENSO與瀾滄江流域暴雨和干旱災害顯著相關，且旱災多于洪澇，干旱頻次呈增加趨勢；周婷等［6］基于瀾滄江-湄公河流域降水資料分析認為流域氣象干旱強度和覆蓋范圍的年際變化較大；吳迪等［7］基于區(qū)域氣候模式和水循環(huán)模型分析認為瀾滄江-湄公河上中游的徑流年際變化呈現(xiàn)不顯著減少趨勢，局部區(qū)域還存在洪澇和水文干旱風險；Thilakarathne［8］、吳迪［9］、賀清［10］、陳興茹［11］等認為洪旱災害是湄公河流域的主要災害，并預測未來春末和秋末下湄公河和“3S”流域等區(qū)域干旱風險增加；劉慧等［12］研究認為瀾滄江-湄公河全流域的氣象和水文干旱無顯著趨勢性變化，各區(qū)間變化趨勢不一；Delgado等［13］認為湄公河流域未來極端洪水頻率可能增加；R?s?nen等［14］發(fā)現(xiàn)厄爾尼諾現(xiàn)象對湄公河流域水文產(chǎn)生顯著影響；李昌文［15］和黃燕［16］等認為由于氣象、地形和防洪設施等原因?qū)е落毓痈闪鞯暮樗畾v時長且峰高量大。水文徑流時間序列復雜多變，多尺度分析方法逐漸成為探究其變化特征和原因的重要方法和研究趨勢。比如，葉晶萍等［17］提出不同季節(jié)及年尺度上降水、蒸散發(fā)和植被恢復對徑流變化的影響程度不同；李閏潔［18］和孫棟元［19］等分別研究了秦淮河流域和疏勒河干流在不同時間尺度下的徑流變化特征；Chi 等［20］對黃河下游的水沙變化及趨勢進行多時間尺度分析；Fortesa 等［21］從多個時間尺度上分析地中海氣候集水區(qū)降雨-徑流的相關性。現(xiàn)有相關研究為了解瀾滄江-湄公河流域氣候變化及水文變化特征提供了一定基礎，但是從多尺度視角深入分析徑流變化特征的研究較少。對于涉及流域范圍大、流域國家多、極端洪旱事件頻繁的下游湄公河地區(qū)，有必要從年、豐枯水季、日等多維尺度探明徑流變化特征，為湄公河國家的水資源開發(fā)利用和流域水安全治理提供科學依據(jù)。

1 研究資料與方法

1.1 區(qū)域概況

瀾滄江-湄公河是東南亞最重要的一條國際河流，發(fā)源于中國唐古拉山北麓吉富山，流經(jīng)中國、緬甸、老撾、泰國、柬埔寨和越南，于越南胡志明市注入中國南海。在中國境內(nèi)稱為瀾滄江，出境后河段稱為湄公河。瀾滄江-湄公河干流全長4 909 km 且支流眾多，從源頭到河口的高差為5 060 m，流域面積81.1萬km2，多年平均徑流達4 750 億m3［22］。瀾滄江以降雨補給為主，融雪和地下水為輔［23］，降水和上游來水是湄公河主要的補給水源。瀾滄江-湄公河流域位于亞熱帶季風區(qū)中心，具有多樣的地貌，地形起伏大，上下游較寬闊，中游狹窄，由北向南橫跨寒帶、寒溫帶、溫帶、暖溫帶、亞熱帶、熱帶等多種氣候帶。主要受季風環(huán)流影響，干濕分明，降水時空分布不均。6-11月為流域豐水期、潮濕多雨，12月-次年5月為流域枯水期、干燥少雨［16，24］。

1.2 數(shù)據(jù)來源

綜合考慮地理位置的代表性及資料的完整性，本文選取湄公河干流五個代表性水文站，自上而下依次為清盛（Chiang Saen）、瑯勃拉邦（Luang Prabang）、穆達漢（Mukdahan）、巴色（Pakse）、上丁（Stung Treng）。水文資料為各站1960-2018年的逐日實測流量；數(shù)據(jù)來源為湄公河委員會網(wǎng)站（MRC，http：//www.mrcmeko ng.org/）。

1.3 研究方法

1.3.1 水文統(tǒng)計特征：變差系數(shù)、極值比和峰度系數(shù)

變差系數(shù)（Cv）和極值比（K）主要用來表征徑流序列的年際變化程度。K值反映徑流序列年際變化的幅度大小。Cv值反映徑流量總體序列的離散程度［25］，Cv值越大說明徑流年際變化越劇烈，易發(fā)生洪澇災害。假定有n個獨立且隨機變量，xi是第i個值是平均值，σ是標準差，那么Cv計算式為：

峰度系數(shù)（Ck）用于表征概率密度分布曲線在平均值處峰值高低，反映曲線頂端的扁平程度或尖度［26］。假設隨機變量X的四階中心矩μ4存在，則Ck計算式如下：

式中：σ為標準差；EX為均值；var(X)為方差。|Ck|值越大，其分布形態(tài)的陡緩程度與正態(tài)分布的差異程度越大。

1.3.2 Mann-Kendall趨勢檢驗

Mann-Kendall（簡稱M-K）趨勢檢驗能很好地揭示時間序列的趨勢變化，適用于非正態(tài)分布的水文氣象數(shù)據(jù)［27］。假設某一獨立隨機分布的時間序列{Xi|i= 1，2，…，n}，對于所有p，j≤n，且p≠j，XP與Xj的分布不同。當n>10時，Z服從于標準正態(tài)分布：

式中，S服從正態(tài)分布，且均值為0，方差var(S)=檢驗統(tǒng)計量S計算式為：

當統(tǒng)計量Z>0時，時間序列存在增加趨勢；Z<0時，則反之。本文采用顯著性水平α=0.05 進行趨勢檢驗，其對應臨界值為Z1-α/2=1.96，當|Z|>1.96表示序列趨勢變化顯著。

1.3.3 Mann-Kendall突變檢測

M-K 突變檢測的優(yōu)點在于樣本無需遵循特定分布，且基本上不受少數(shù)異常值干擾，計算簡單［28］。對具有n個樣本量的時間序列X，構(gòu)造秩序列其中ri=。

計算統(tǒng)計量：

其中UFk服從正態(tài)分布，UF1=0，均值方差。

將序列按逆序列排列，使UBk= -UFk(k=n，n- 1，…，1)，UBk=0。當|UFk|>1.96，說明該序列存在顯著的趨勢變化。當UFk與UBk的交點位于置信區(qū)域內(nèi)，該交點即為突變點。

1.3.4 滑動t檢驗

滑動t檢驗是通過考察兩組樣本平均值的差異是否顯著來檢驗突變［29］，定義統(tǒng)計量為：

t服從t（n1+n2-2）分布。本文采用顯著性水平α=0.05，其對應臨界值為tα=2.1，當|t|>tα說明兩段子序列均值存在顯著性差異，有突變發(fā)生。

2 結(jié)果與分析

2.1年、季徑流的年際變化特征及趨勢分析

2.1.1年徑流的年際變化特征及趨勢

（1）年徑流的年際變化過程及統(tǒng)計特征。各站年徑流序列的年際變化過程和統(tǒng)計特征分別見圖1 和表1?？梢钥闯?，各站點的年徑流變化過程相對一致，均存在一定的年際間波動，且瑯勃拉邦站和穆達漢站的年徑流極值變幅相對較大（K值分別為2.26和2.11），穆達漢站的年徑流變差系數(shù)Cv值為0.165，略高于其余四站，說明穆達漢站的徑流年際變化相對其他站而言較為劇烈。通過表2 可以看出，清盛、瑯勃拉邦、巴色和上丁四站的年徑流變化過程呈下降趨勢，而穆達漢站的年徑流變化過程則呈上升趨勢；并且在顯著性水平α=0.05 上，瑯勃拉邦站年徑流的下降趨勢通過顯著性檢驗，其余四站的趨勢不顯著。由表1 可以看出，湄公河干流各站的徑流量隨著南塔河（Nam Tha）、南烏江（Nam Ou）、南康河（Nam Khan）、南俄河（Nam Ngum）、南屯河（Nam Theun）、色邦非河（Se Bang Fai）、色邦亨河（Se Bang Hieng）、色公河（Sekong）、蒙河（Nam Mun）、錫河（Chi）、桑河（Se San）、洞里薩河（Tonlé Sap）、斯雷博河（Srepok）等支流的匯入而沿程增加，上游清盛站的多年平均徑流量為839 億m3，到下游上丁站多年平均徑流量增加至4 074 億m3。湄公河上游兩站（清盛、瑯勃拉邦）最大年徑流均出現(xiàn)在1966年，中游和下游兩站（穆達漢、巴色）最大年徑流均出現(xiàn)在2011年，下游（上?。┳畲竽陱搅鲃t出現(xiàn)在2000年；上游和中游三站（清盛、瑯勃拉邦、穆達漢）最小年徑流均出現(xiàn)在1992年，下游兩站（巴色、上?。┳钚∧陱搅鲃t均出現(xiàn)在1998年。事實上，湄公河流域在1966、2000、2011年均出現(xiàn)了較大洪水情勢，在1992、1998年則出現(xiàn)了較為嚴重的干旱情勢。

圖1 湄公河干流水文站1960-2018年徑流年際變化過程Fig.1 Interannual variation process of annual runoff at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

表1 湄公河干流水文站1960-2018年徑流變化統(tǒng)計特征Tab.1 Statistical characteristics of annual runoff at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

表2 湄公河干流水文站1960-2018年徑流變化趨勢顯著性檢測Tab.2 Significance detection of the tendency of annual runoff at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

（2）年徑流多年變化過程的突變點檢驗。為進一步診斷各站年徑流序列的變異特征，采用M-K 法和滑動t檢驗法對各站年徑流序列進行突變性檢驗。清盛站的徑流突變檢測結(jié)果見圖2（其他站點圖略），各站綜合分析結(jié)果見表3。

表3 湄公河干流水文站1960-2018年不同尺度徑流序列突變點檢測Tab.3 Abrupt change test of different scale runoff series at five hydro?logical stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

圖2 清盛站1960-2018年徑流過程的突變檢驗Fig.2 Abrupt change test of annual runoff at Chiang Saen hydrological station during 1960-2018

根據(jù)圖2（a）可知，清盛站年徑流過程在1974年之前呈現(xiàn)上升趨勢，之后則呈現(xiàn)下降趨勢，并且在1988-1989 和2015-2016年（UF值超過臨界線范圍）下降趨勢顯著，UF和UB曲線相交于1974、2000年附近，且交點位于臨界線內(nèi)，表明在1974、2000年附近發(fā)生了突變；結(jié)合圖2（b）可以看出，1970-1974年期間滑動t統(tǒng)計量超出臨界線，說明清盛站年徑流序列的突變點在1974年。同理，瑯勃拉邦、穆達漢、巴色和上丁站的年徑流序列分別于1986、1993、1993和1994年發(fā)生突變。

2.1.2 徑流年內(nèi)分配及豐枯水期徑流變化趨勢

（1）徑流年內(nèi)分配過程及豐枯水期徑流統(tǒng)計特征。湄公河流域的徑流年內(nèi)分配極不均勻（圖3），表現(xiàn)為明顯的豐枯兩季。徑流極值變化幅度較大，最大月徑流量一般出現(xiàn)在8月（占全年徑流總量的20%左右）；最小月徑流量出現(xiàn)在2-4月，上游兩站（清盛和瑯勃拉邦）的徑流最小值分別出現(xiàn)在2 和3月（占全年徑流總量的2.6%左右），中下游三站（穆達漢、巴色、上?。﹦t均于4月達到徑流最小值（占全年徑流總量的1.7%左右）。

圖3 湄公河干流水文站1960-2018年徑流月分配Fig.3 Monthly distribution of runoff at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

根據(jù)各站豐枯水期徑流統(tǒng)計特征（表4），豐水期徑流量占年徑流量的比例在80%左右，特別是中下游三站的豐水期徑流比例均超過84%；各站豐水期徑流序列的Cv值均相對較小（低于0.2），說明豐水期各站的徑流量年際變化相對較??；各站枯水期徑流序列的Cv值均大于0.2，說明枯水期各站徑流年際變化相對較大；從各站豐枯水期徑流極值比K值來看，基本上呈現(xiàn)自上而下沿程由小增大的特征，特別是在上丁站K值高達6.49，說明該站的徑流年內(nèi)分配極不均勻。

表4 湄公河干流水文站1960-2018年豐枯水期徑流統(tǒng)計特征Tab.4 Statistical characteristics of runoff both in wet and dry periods at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

（2）豐枯水期徑流的年際變化過程及趨勢性和突變點檢驗。從各站豐枯水期徑流的年際變化過程（圖4 和圖5）可知，各站豐枯兩季徑流序列均呈現(xiàn)強波動狀態(tài)。對于豐水期徑流，清盛、瑯勃拉邦、巴色和上丁四站呈下降趨勢，穆達漢站則呈上升趨勢，并且僅有清盛和瑯勃拉邦站的下降趨勢通過顯著性檢驗，而其余三站的變化趨勢性則不顯著。這主要是由于萬象以上區(qū)間的秋季降水量呈減少趨勢，而萬象以下區(qū)間的秋季降水量增幅較大［1］所導致。對于枯水期徑流，各站均呈明顯上升趨勢，且除瑯勃拉邦站外其余各站均通過顯著性檢驗（表5），尤其是在經(jīng)歷了2010年瀾滄江-湄公河全流域百年一遇干旱之后枯水期徑流上升趨勢極為明顯。

表5 湄公河干流水文站1960-2018年豐枯水期徑流變化趨勢顯著性檢測Tab.5 Significance detection of the tendency of runoff both in wet and dry periods at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

圖4 湄公河干流水文站1960-2018年豐水期徑流年際變化過程Fig.4 Interannual variation process of runoff in wet period at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

圖5 湄公河干流水文站1960-2018年枯水期徑流年際變化過程Fig.5 Interannual variation process of runoff in dry period at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

根據(jù)突變點診斷結(jié)果（表3），豐水期徑流清盛、瑯勃拉邦、穆達漢、巴色和上丁五站分別于2008、2006、1993、1992 和2005年發(fā)生突變；枯水期徑流各站則分別于2011、1985、2005、1985和2011年發(fā)生突變。

2.2 極端徑流的年際變化特征及趨勢分析

2.2.1 極端徑流指標選取

日流量是河流短時段內(nèi)最易被人們感知到變化的水文特征量，能夠更細致地刻畫和表征河流徑流量的變化規(guī)律，其變化特征對流域極端洪旱災害防治、供水安全、水生態(tài)保護等具有重要的指導作用。由于1日徑流變化的隨機性較大、影響因素復雜，故本文選用各水文站的最大1日、3日、7日、15日徑流和最小1日、3日、7日、15日徑流作為分析極端徑流量變化的指標。

2.2.2 極端徑流的年際變化過程及統(tǒng)計特征

（1）極端徑流的統(tǒng)計特征。從極端徑流序列的統(tǒng)計特征值（表6 和表7）可以看出：對于極端最大徑流，清盛站最大1日、3日、7日、15日徑流的Cv值（約為0.3）均為各站中最大，其次是瑯勃拉邦站（約為0.25），其他三站的各時間序列Cv值則不足0.2，說明上游清盛和瑯勃拉邦站的極端最大徑流年際變化均相對較為劇烈；從各站極端最大徑流的峰度系數(shù)來看，清盛站各時間序列的Ck值（均大于3）都明顯大于其他各站，表明清盛站相對更容易發(fā)生極端洪水事件。

表6 湄公河干流水文站1960-2018年極端徑流變差系數(shù)CvTab.6 Coefficient of variation Cv of extreme runoff at five hydrologi?cal stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

表7 湄公河干流水文站1960-2018年極端徑流峰度系數(shù)CkTab.7 Coefficient of Kurtosis Ck of extreme runoff at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

對于極端最小徑流，上丁站最小1日、3日、7日、15日徑流的Cv值（均大于0.3）均為各站中最大，其次是穆達漢站（約為0.29），其他三站的各種時間序列Cv值則不足0.3，說明上丁站和穆達漢站的極端最小徑流年際變化均較為劇烈；從各站極端最小徑流的峰度系數(shù)來看，各站各時間序列的Ck值基本小于3，表明各站均不容易發(fā)生極端枯水事件。

（2）極端徑流的年際變化過程及趨勢性和突變點檢驗。繪制各站極端最大7日和最小7日徑流的年際變化過程見圖6 和圖7（其他極端徑流序列圖略），可以看出對于極端最大徑流，除穆達漢站呈不顯著上升趨勢外，其余四站的下降趨勢通過顯著性檢驗；各站的極端最小徑流多數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢，且中下游三站（穆達漢、巴色和上?。┑纳仙厔萃ㄟ^顯著性檢驗（表8），尤其在2010年以后上升趨勢明顯。

表8 湄公河干流水文站1960-2018年極端徑流趨勢顯著性檢驗Tab.8 Significance detection of the tendency of extreme runoff at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

圖6 湄公河干流水文站1960-2018年極端最大7日徑流年際變化過程Fig.6 Interannual variation process of extreme maximum 7-day runoff at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

圖7 湄公河干流水文站1960-2018年極端最小7日徑流年際變化過程Fig.7 Interannual variation process of extreme minimum 7-day runoff at five hydrological stations on mainstream of Mekong River during 1960-2018

根據(jù)極端最大和最小7日徑流的突變點診斷結(jié)果（表3），極端最大7日徑流清盛、瑯勃拉邦、穆達漢、巴色和上丁五站分別在2008、2005、1993、1981 和1994年發(fā)生突變；極端最小7日徑流各站分別于1992、2010、2005、1985和1995年發(fā)生突變。

2.3 結(jié)果討論

就湄公河流域各站徑流序列的變化趨勢而言，根據(jù)周婷等［22］和孫周亮等［24］分別對湄公河1960-2005年和1960-2012年的年徑流量分析，前者認為清盛、瑯勃拉邦、巴色站的年徑流量呈下降趨勢，穆達漢和上丁站呈微小上升趨勢，后者則認為上丁站呈微小下降趨勢，而本文研究結(jié)果表明上丁站的年徑流呈現(xiàn)略微下降趨勢，其余站的年徑流變化趨勢與文獻［22］結(jié)論一致。上丁站的年徑流呈現(xiàn)略微下降趨勢，說明近十幾年來湄公河國家對水資源開發(fā)利用進程的加快，對下游河川徑流的影響開始凸顯。就豐枯季徑流的年際變化趨勢而言，本文分析認為清盛、瑯勃拉邦、巴色和上丁四站的豐水期徑流呈下降趨勢，穆達漢站的豐水期徑流則呈上升趨勢，各站的枯水期徑流均呈明顯上升趨勢，這與周婷等［30］對清盛站1960-2003年豐枯季徑流變化趨勢的結(jié)論一致。

各站的最大月徑流均出現(xiàn)在8月，清盛、瑯勃拉邦和其余三站的最小月徑流分別出現(xiàn)在2月、3月和4月。根據(jù)周婷等［22］對湄公河1960-2005年的月徑流量分析，穆達漢、巴色和上丁站的8月份徑流變化無明顯趨勢性，清盛站和瑯勃拉邦站的8月份徑流變化則呈現(xiàn)下降趨勢；清盛站的2月徑流和瑯勃拉邦站3月徑流呈現(xiàn)不顯著的下降趨勢，其余三站的4月徑流呈現(xiàn)顯著上升趨勢。本文基于1960-2018年資料對極端徑流序列的分析結(jié)果，基本與孫周亮等［24］對湄公河極端徑流的分析結(jié)果一致（除清盛站外），即：對于極端最大徑流，除穆達漢站呈不顯著上升趨勢外，其余各站呈現(xiàn)下降趨勢；對于極端最小徑流，除了瑯勃拉邦站呈不顯著下降趨勢（最小1日/3日/7日）外，其余各站均呈現(xiàn)上升趨勢。清盛站是距離上游瀾滄江段最近的一個水文站點，其水文情勢的變化容易受上游瀾滄江干流梯級水電開發(fā)的影響。近幾年來，清盛站的最小極端徑流呈現(xiàn)增加趨勢，說明上游瀾滄江段的水庫運行對清盛站及下游各站的削峰補枯作用明顯，有助于減輕下游防洪壓力和減緩枯季干旱。

就湄公河各站徑流序列的突變情況而言，根據(jù)周婷等［30］基于1960-2003年序列徑流資料的研究結(jié)果，無論是在年尺度還是月尺度上，上游瀾滄江段的水電站開發(fā)并未使下游清盛水文站的水文情勢發(fā)生突變；孫周亮等［24］基于1960-2012年序列徑流的分析結(jié)果表明清盛、瑯勃拉邦、穆達漢、上丁站的年徑流和豐枯水期徑流均有突變發(fā)生；本文根據(jù)長序列資料（1960-2018年）分析發(fā)現(xiàn)清盛、瑯勃拉邦、穆達漢、巴色和上丁五站的年徑流、豐枯水期徑流、極端最大/最小7日徑流等序列亦均檢測到有突變發(fā)生。由于進行突變監(jiān)測的資料序列長短不一，因而本文診斷結(jié)果與孫周亮等［24］診斷結(jié)果有一定出入。總體上可以看出，對于清盛站，基于1960-2003年序列資料（年限較短）的診斷結(jié)果為該站年徑流系列未出現(xiàn)顯著突變點，而基于1960-2018年長序列徑流資料的診斷結(jié)果則為在1974年發(fā)生突變，該突變主要是由于氣候變化所致。

總體上，湄公河流域各站（除了穆達漢）的年徑流、豐水期徑流以及極端最大徑流普遍呈現(xiàn)下降趨勢，枯水期徑流及極端最小徑流總體上呈現(xiàn)上升趨勢；對于穆達漢站，其年徑流、豐水期徑流及極端最大徑流均呈現(xiàn)上升趨勢，主要是由于瑯勃拉邦至穆達漢區(qū)間在2000年以后產(chǎn)流量的增加［1］。造成湄公河徑流變化的原因，既有氣候變化驅(qū)動亦有人類活動影響。氣候變化影響主要體現(xiàn)為降水和氣溫要素的變化，人類活動的影響主要有灌溉系統(tǒng)開發(fā)、梯級大壩建設、城鎮(zhèn)發(fā)展等。通過以上趨勢性和突變性診斷結(jié)果可知上游水電開發(fā)僅為次要驅(qū)動因素之一，氣候變化為主要影響因素。剖析徑流變化的氣候變化驅(qū)動機制需要長序列氣象資料，而對于跨境流域而言基礎站點資料難以收集，且不同國家氣象資料的監(jiān)測標準和質(zhì)量控制標準亦有差異，未來可借助或輔以遙感衛(wèi)星數(shù)據(jù)［1］通過多源融合法［31］進行深入研究。

3 結(jié) 語

（1）湄公河干流的年徑流量沿程遞增，各站年徑流的年際波動相對較??；近60年來除穆達漢站呈上升趨勢外，其余各站均呈波動式下降趨勢，僅瑯勃拉邦站趨勢顯著；各站年徑流序列多在20世紀90年代中期發(fā)生突變，自21世紀以來各站（除穆達漢站）年徑流量普遍有下降趨勢。

（2）湄公河流域的徑流年內(nèi)分配極不均勻。最大月徑流出現(xiàn)在8月，最小月徑流出現(xiàn)在2-4月，豐水期徑流量占年徑流量的80%左右（中下游超過84%）；豐水期徑流年際變化一般較小，而枯水期徑流的年際變化差異較大；豐枯水期徑流極值比總體呈現(xiàn)為自上而下沿程由小增大，特別是上丁站徑流年內(nèi)分配極不均勻；豐水期徑流除穆達漢站呈上升趨勢外，其余四站表現(xiàn)為下降趨勢，其中清盛和瑯勃拉邦站趨勢顯著，各站多在21 世紀初發(fā)生突變；枯水期徑流在各站均呈現(xiàn)上升趨勢，除瑯勃拉邦站外其余各站趨勢顯著，特別是清盛、穆達漢、上丁站分別于2011、2005、2011年發(fā)生突變之后上升趨勢顯著。

（3）對于極端最大徑流序列，除穆達漢站呈不顯著上升趨勢外，其余各站均呈現(xiàn)顯著下降趨勢，各站多在20 世紀90年代至21世紀初之間發(fā)生突變；各站極端最大徑流序列的年際變化程度相對較小，清盛站相對更容易發(fā)生極端洪水事件。對于極端最小徑流序列，各站的多年變化過程普遍呈現(xiàn)上升趨勢，其中穆達漢、巴色和上丁站趨勢顯著，各站多在20 世紀90年代至21世紀初之間發(fā)生突變；上丁和穆達漢站的極端最小徑流年際變化相對較為劇烈，而清盛、瑯勃拉邦、巴色三站則較為平穩(wěn)，各站均不容易發(fā)生極端枯水事件。 □