王如巖,張春霞,程家興
(泰安市水文中心,山東 泰安 271000)
水資源變化不僅受人類活動影響,同時還受氣候變化的疊加效應。研究氣候變化對水資源量影響的常用方法包括:水文模型法、統(tǒng)計學方法及經(jīng)驗公式法[1-5]。近幾十年全球溫度升高,降水極端事件增加,都對我國水資源可持續(xù)開發(fā)利用提出了挑戰(zhàn)[6]。降水的變化包括總量及年內(nèi)分配等特性的變化。楊若子等[7]基于華北地區(qū)1961-2017年的均一化降水數(shù)據(jù),從降水量、降水強度、降水日數(shù)和降水量貢獻率等方面揭示了華北地區(qū)降水的氣候特征。王充等[8]以西吉縣1952-2018年降水數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),采用線性回歸方程、累積距平曲線、小波變化等多種方法對降水變化趨勢、突變性和周期性進行分析。WANG等[9]利用雙累計曲線和線性回歸的方法分析了降水對黃甫川徑流的影響。王麗娜[10]等采用M-K法計算Kendall傾斜度分析海河流域降水的時空變化特征。通過分析降水的變化特征來預測未來水資源變化趨勢,可為各級決策部門優(yōu)化配置水資源提供科學依據(jù)。
大汶河流域位于山東省中部泰萊平原,流域水系分布情況見圖1。多年平均降水量700.6 mm,多年平均水資源總量19.4億 m3,人均水資源量不足全國的1/7。近年來,隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展,區(qū)域水資源供需矛盾日益突出,嚴重制約了區(qū)域可持續(xù)快速發(fā)展。本文通過分析大汶河流域63年的降水序列和水資源總量序列,研究降水變化及其對水資源量的影響規(guī)律,為優(yōu)化流域水資源配置提供重要依據(jù)。
圖1 大汶河水系分布圖
流域內(nèi)共有32處常年降雨監(jiān)測站點,雨量站分布見圖2。降水序列采用1956-2018年共63 a的水文年鑒資料分析,水資源總量序列資料采用泰安市水資源調(diào)查評價和萊蕪市水資源調(diào)查評價的數(shù)據(jù)。
圖2 大汶河流域雨量站點分布圖
降水量空間數(shù)據(jù)采用資源環(huán)境科學與數(shù)據(jù)中心(http://www.resdc.cn/)的中國1980年以來逐年年降水量空間插值數(shù)據(jù)集,數(shù)據(jù)年限為1980-2015,數(shù)據(jù)精度為1 000 m。
2.2.1 Mann-Kendall趨勢檢驗分析
Mann-Kendall趨勢檢驗分析法[11]是揭示時間序列趨勢變化規(guī)律的常用方法,是世界氣象組織推薦并已廣泛使用的非參數(shù)檢驗方法[12]。
對于降水序列x1、x2、x3、…、xn,其趨勢檢驗統(tǒng)計量公式為:
(1)
式中:sign()為符號函數(shù),其計算公式為:
(2)
M-K法統(tǒng)計量公式F大于、等于、小于零時,計算公式分別為:
(3)
當Z<0時,表明序列有單調(diào)減少趨勢;當z>0時,表明序列有單調(diào)增加趨勢。顯著性水平a下,若∣Z∣≥Za/2,則認為單調(diào)遞減或增加趨勢顯著;若∣Z∣ 2.2.2 Pettitt分析法 Pettitt分析法常被用于降水序列的突變時間點分析,該方法具有操作簡便、突變時間明確,水文序列的突變點容易識別的優(yōu)點[11]。對n個樣本的時間序列,構(gòu)造統(tǒng)計量Ut,N: (4) 統(tǒng)計量kN代表最顯著的突變點t所對應∣Ut,N∣的最大值,即: kN=max∣Ut,N∣ t=1,2,…,N (5) 該方法的零假設(shè)為無突變點,顯著性檢驗的公式為: P?2exp{-6(kN)2/(N3+N2)} (6) 若P ≤ 0.5,則認為發(fā)生顯著性突變。 用線性傾向的最小二乘法估算降水線性變化趨勢(見圖3),相關(guān)系數(shù)r為0.97,傾向率b為-0.87,說明降水量與時間變化關(guān)系密切,且隨時間推移年降水量呈略微減少趨勢。 圖3 大汶河流域年降水量一元線性回歸曲線 采用 Mann-Kendall趨勢檢驗分析法計算統(tǒng)計量Z為-0.35,但未通過顯著性水平α=0.05的假設(shè)檢驗,說明降水隨時間呈現(xiàn)減少趨勢,但趨勢不顯著。這跟線性傾向率檢驗結(jié)果基本一致。年降水量Mann-Kendall趨勢檢驗見表1。 表1 大汶河流域年降水量Mann-Kendall趨勢檢驗表 采用Pettitt分析法進行突變分析,計算統(tǒng)計量P值為0.86,降水在1964年發(fā)生突變,突變后、前年降水量均值比為0.83,說明突變并不明顯。年降水量突變分析結(jié)果見表2,年降水量突變前后均值對比見圖4。 表2 大汶河流域年降水量突變分析表 圖4 大汶河流域年降水量突變前后均值對比圖 采用累積距平法對流域年降水序列進行分析可知(圖5),年降水序列存在明顯的階段性。1956-1964年屬豐水期,降水逐年增多,在1964年達到最大;1965-2002年進入枯水時期,年降水量波動減少,2002年降水量最少;2003-2011年為波動上升時期[13],2012-2018年為波動下降時期,總體上降水量呈現(xiàn)減少趨勢,不過減少趨勢不顯著。 圖5 大汶河流域年降水量累積距平動態(tài)圖 根據(jù)大汶河流域1956-2018年水資源總量系列資料,計算多年平均水資源總量為19.4億 m3。大汶河屬于雨源性山溪河流,汛期洪水暴漲暴落,枯季河流斷流,流域水資源總量年內(nèi)變化呈現(xiàn)非常不均勻的特性??臻g分布表現(xiàn)為南部多、北部少,東部多、西部少的特點。 采用累積距平法對流域水資源總量進行變化趨勢分析。由累積距平曲線圖(6)分析可知,水資源總量序列存在明顯的階段性特征。1956-1964年、2003-2011年為波動增多時期,1965-2002年、2012-2017年為波動減少時期,波動增多時期和波動減少時期交替發(fā)生。 圖6 大汶河流域水資源總量累積距平動態(tài)圖 采用Mann-Kendall趨勢檢驗分析法對不同階段的水資源總量進行相關(guān)檢驗,結(jié)果見表3。1956-1964年呈現(xiàn)增大趨勢,1956-1989年呈現(xiàn)減少趨勢,且趨勢顯著,1956-2018年水資源量呈現(xiàn)減少趨勢,不過減少趨勢不顯著。 表3 大汶河流域水資源總量Mann-Kendall趨勢檢驗表 將水資源總量換算成徑流深,對63年的降水量與年徑流深兩序列進行分析。通過降水量、徑流深累積距平動態(tài)圖(圖7)可知,水資源的變化趨勢、突變性、階段性與年降水量大體一致,水資源量隨降水量的增減而增減。 圖7 大汶河流域年降水量與年徑流深累積距平動態(tài)圖 對年平均降水量與年徑流深進行相關(guān)分析,發(fā)現(xiàn)相關(guān)系數(shù)r為0.91,通過了0.01的置信度檢驗,表明大汶河流域降水與水資源有著明顯的正相關(guān)關(guān)系。相關(guān)性隨著時間系列的延長而明顯減弱,1956-1998年,降水與徑流存在密切的相關(guān)關(guān)系,兩者的相關(guān)系數(shù)達0.93;1998-2018年,兩者相關(guān)系數(shù)降為0.87,這說明1998年以后,徑流減少的趨勢受降水的影響在減弱,而人類活動對徑流演變的影響在逐步增強。 圖8 大汶河流域年降水量與年徑流深相關(guān)分析 水資源變化主要受氣候變化和人類活動影響。降水是大汶河流域的主要補給來源,降水與水資源有著高度相關(guān)。60多年來,流域降水量呈不顯著的下降趨勢,導致流域水資源量呈下降趨勢。同時,流域平均氣溫呈現(xiàn)以0.347℃/10a的變化率上升的趨勢[14],導致蒸發(fā)增加,從而使水資源減少。隨著人口的不斷增多,工農(nóng)業(yè)、生活用水量大幅增加。社會經(jīng)濟發(fā)展加速了城市化進程,城區(qū)面積擴大,土地利用情況改變,直接改變了天然狀態(tài)下的流域下墊面條件,導致植被對徑流調(diào)蓄作用減弱。特別是上游用水量的增加,加大了水資源的開發(fā)和利用,減少了水資源量。綜上所述,水資源減少是氣候變化和人類活動共同作用的結(jié)果,但人類活動是導致水資源減少的重要原因。 應用大汶河流域1956-2018降水、徑流的同期資料,采用Mann-Kendall法、Pettitt分析法、線性回歸及累積距平法對其時空分布、年際演變趨勢及影響關(guān)系進行分析,得到以下結(jié)論: (1)年降水量隨時間呈現(xiàn)減少趨勢,趨勢不顯著。降水量統(tǒng)計量P值為0.86,突變后、前年降水量均值比為0.83,突變并不明顯。 (2)M-K檢驗法顯示年水資源總量呈減少趨勢,但不明顯。 (3)降水與水資源高度相關(guān),水資源的變化趨勢與降水的變化趨勢一致。 (4)水資源呈減少趨勢是氣候變化和人類活動共同作用的結(jié)果,但人類活動是導致水資源減少的重要原因。3 近60年年降水特征分析
3.1 年降水量的變化趨勢
3.2 年降水的突變性和階段性
4 年水資源演變趨勢分析
4.1 水資源總量演變特征
4.2 水資源演變趨勢
5 年降水與水資源演變的相關(guān)分析
6 水資源變化影響因素分析
7 結(jié)語