田晉華, 李正勤, 柯浩成, 梁 靚, 田孟涵, 高金芳

(1.甘肅省水利廳 蘭州水土保持科學(xué)試驗(yàn)站, 蘭州 730020; 2.蘭州理工大學(xué), 蘭州 730050)

水資源是影響流域環(huán)境的重要因素。近年來，全球性的氣候變化改變了流域水文循環(huán)態(tài)勢(shì)[1]。另一方面，人類活動(dòng)諸如水利工程、水土保持工程等直接或間接地影響到流域產(chǎn)匯流過程，其中以黃土高原渭河流域等最為典型。一般認(rèn)為，徑流過程受氣候變化及人類活動(dòng)的綜合影響[2]，因此明確區(qū)分徑流變化原因有助于科學(xué)認(rèn)識(shí)水文過程，為指導(dǎo)地區(qū)水資源利用與管理提供科學(xué)依據(jù)。

徑流變化驅(qū)動(dòng)因素響應(yīng)一直是行業(yè)研究的熱門問題，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于氣候變化及人類活動(dòng)對(duì)徑流過程的影響進(jìn)行了大量研究。張建云等[3]通過模型場景預(yù)測(cè)，分析了徑流對(duì)氣候變化的響應(yīng)，發(fā)現(xiàn)氣溫升高和降水減少導(dǎo)致黃河中游徑流減少。劉廷璽等[4]分析1957—2010年遼河流域徑流變化，定量研究徑流驅(qū)動(dòng)因素響應(yīng)，發(fā)現(xiàn)不同站點(diǎn)徑流變化對(duì)氣候變化與人類活動(dòng)影響的響應(yīng)程度差距較大。郭愛軍等[5]研究表明近50 a人類活動(dòng)對(duì)渭河徑流減少的貢獻(xiàn)率接近70%。岳永杰等[6]研究發(fā)現(xiàn)降水是根河徑流變化的主要原因，但不同時(shí)期徑流對(duì)降水量的響應(yīng)不同。龔珺夫等[7]研究延河流域徑流過程響應(yīng)過程，發(fā)現(xiàn)人類活動(dòng)對(duì)徑流減少的貢獻(xiàn)率達(dá)到56%，地區(qū)暖干化趨勢(shì)明顯。Li等[8]對(duì)漢江的研究表明氣候變化是各季徑流變化的主導(dǎo)因素，氣候變化與人類活動(dòng)對(duì)徑流的影響呈現(xiàn)明顯的季節(jié)動(dòng)態(tài)性。Mwangi等[9]對(duì)肯尼亞馬拉河流域的研究表明土地利用變化對(duì)徑流影響貢獻(xiàn)率達(dá)到97.5%。Yan等[10]通過VIC模型研究灤河流域，發(fā)現(xiàn)人類活動(dòng)主要影響汛期徑流，耕地轉(zhuǎn)為建設(shè)用地對(duì)徑流變化有巨大影響。由此可見，氣候變化與人類活動(dòng)對(duì)不同地區(qū)徑流的影響差距較大。

現(xiàn)有渭河徑流變化及驅(qū)動(dòng)因素影響的研究一般都集中于渭河關(guān)中段，對(duì)于渭河甘肅段鮮有涉及。研究渭河甘肅段水文氣象要素的演變及驅(qū)動(dòng)因素的響應(yīng)，對(duì)甘肅省東南部水土保持與水資源高效利用具有十分重要的意義。

本文以渭河甘肅段為研究區(qū)域，分析地區(qū)徑流變化特征規(guī)律，在此基礎(chǔ)上計(jì)算氣候變化與人類活動(dòng)對(duì)渭河徑流變化的貢獻(xiàn)率，為地區(qū)水土保持工作及水資源高效可持續(xù)利用提供理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

渭河發(fā)源于甘肅省渭源縣，是黃河最大支流，其干支流經(jīng)陜甘寧三省，于陜西潼關(guān)匯入黃河。渭河干流全長818 km，流域總面積13.48萬km2，其中甘肅省境內(nèi)干流長316 km，北道站以上254 km，控制面積2.49萬km2。流域?qū)儆跍貛Ъ撅L(fēng)氣候區(qū)，大陸性氣候特征顯著，降水年內(nèi)分布差異大，主要集中在7—9月。渭河甘肅段區(qū)域年降水量400～600 mm，年平均氣溫4～10℃[11]。研究區(qū)位置見圖1。

圖1 研究區(qū)概況示意圖

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文選取渭河干流北道水文站1953—2010年的月徑流資料數(shù)據(jù)，資料來自于甘肅省水資源公報(bào)。北道站是渭河甘肅段的控制站點(diǎn)，可以較好的反映渭河甘肅段的徑流特征。氣象數(shù)據(jù)資料選擇1953—2010年天水、華家?guī)X、崆峒3個(gè)站點(diǎn)月氣象數(shù)據(jù)資料，數(shù)據(jù)來自于中國氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)(http:∥data.cma.cn/)。土地利用現(xiàn)狀遙感監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)選用1980年與2010年30 m土地利用數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自于地理國情監(jiān)測(cè)云平臺(tái)(http:∥www.dsac.cn/)。

1.3 研究方法

1.3.1 Mann-Kendall法 Mann-Kendall法[11]是一種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法，其應(yīng)用不受個(gè)別異常值的干擾，計(jì)算過程簡便，因此適用于水文氣象等非正態(tài)分布的數(shù)據(jù)，可用來分析水文氣象時(shí)間序列趨勢(shì)性與變異性。

構(gòu)造時(shí)間序列x的秩序列Sk

(1)

式中:Sk是第i時(shí)刻數(shù)值大于第j時(shí)刻數(shù)值個(gè)數(shù)的累計(jì)數(shù),i≥j。

定義統(tǒng)計(jì)量

(2)

式中：

(3)

(4)

其計(jì)算步驟為(1) 分別構(gòu)造順序與逆序時(shí)間序列的秩序列Sk，計(jì)算對(duì)應(yīng)UFk與UBk。(2) 給定置信度α，若UFk>Uα/2，證明通過置信度為α的顯著性檢驗(yàn)，時(shí)間序列趨勢(shì)顯著。(3) 繪制UFk與UBk兩條曲線，臨界區(qū)間內(nèi)的曲線交點(diǎn)為潛在突變發(fā)生時(shí)刻。

1.3.2 R/S分析法 Mann-Kendall檢驗(yàn)只能對(duì)已有數(shù)據(jù)進(jìn)行趨勢(shì)性判斷，如對(duì)未來趨勢(shì)進(jìn)行判斷，則需要利用Hurst系數(shù)。R/S分析法[12]定義了定義極差R與標(biāo)準(zhǔn)差S。其比值即

R(t)/S(t)=(Ct)H

(5)

式中:H為Hurst指數(shù),通過線性回歸分析即可求取H。

H>0.5，未來變化表現(xiàn)為與原有趨勢(shì)一致的正持續(xù)性，H越大，正持續(xù)性越強(qiáng)。H=0.5，則代表未來序列隨機(jī)獨(dú)立。如果0≤H<0.5，則代表反持續(xù)性。

1.3.3 累積距平法 累積距平法[13]可根據(jù)圖像曲線變動(dòng)直觀判斷數(shù)據(jù)變化。對(duì)于序列x，其t時(shí)刻的累積距平值表示為

(6)

1.3.4 變差系數(shù)Cv變差系數(shù)Cv[14]是評(píng)價(jià)數(shù)據(jù)離散程度的相對(duì)指標(biāo)，一般用來分析數(shù)據(jù)波動(dòng)情況。Cv值越大，代表數(shù)據(jù)變化幅度越大。其計(jì)算公式為

(7)

式中:Ki為模比系數(shù),即實(shí)測(cè)序列與均值的比值。

1.3.5 小波分析 小波分析[15]可以通過變換突出時(shí)間序列中的多種變化周期，因此用來分析水文氣象要素的周期性變化。在水文氣象要素分析中選擇小波函數(shù)時(shí)，一般選擇復(fù)Morlet小波函數(shù)做為基函數(shù)。為降低噪聲影響需要先對(duì)水文要素作標(biāo)準(zhǔn)化處理，其標(biāo)準(zhǔn)化方法如下[16]:

(8)

1.3.6 累積量斜率變化率法 累積量斜率變化率法[17]是一種定量分離出氣候變化和人類活動(dòng)對(duì)徑流量變化的貢獻(xiàn)率的方法，該方法通過計(jì)算基準(zhǔn)期與人類活動(dòng)影響期各累積量斜率變化率與徑流累積量斜率變化率的比值，從而計(jì)算各因素變化對(duì)徑流變化影響的貢獻(xiàn)率。

將基準(zhǔn)期定為a時(shí)期，影響期定為b時(shí)期，則前后兩個(gè)時(shí)期的徑流量為SRa與SRb，氣溫分別為STa與STb，降水分別為SPa與SPb。設(shè)降水對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率為CP，氣溫對(duì)徑流變化貢獻(xiàn)率為CT，人類活動(dòng)對(duì)徑流變化貢獻(xiàn)率Ch=1-CP-CT。其中

CP=(SPa-SPb)/|SPb|/((SRa-SRb)/|SRb|)×100%

(9)

CT=-(STa-STb)/|STb|/((SRa-SRb)|SRb|)×100%

(10)

2 結(jié)果與分析

2.1 渭河水文氣象要素變化

2.1.1 渭河甘肅段徑流變化特征 對(duì)渭河甘肅段水文氣象要素年際變化特征值進(jìn)行計(jì)算處理，其詳細(xì)結(jié)果見表1，表2。渭河近58年年徑流量平均值為11.06億m3，最大年徑流量為30.34億m3(1967年)，最小年徑流量僅1.287億m3(1997年)。通過線性回歸分析對(duì)渭河甘肅段年徑流趨勢(shì)進(jìn)行了判斷，其結(jié)果見圖2，由圖2可知，渭河甘肅段徑流量年際整體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，年徑流量以0.2億m3/a的速度減少。徑流序列Mann-Kendall檢驗(yàn)通過置信水平α=0.01的顯著性檢驗(yàn)，Hurst指數(shù)H=0.87，表明未來一段時(shí)間內(nèi)徑流仍會(huì)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，且下降趨勢(shì)十分強(qiáng)烈。

表1 渭河甘肅段徑流降水氣溫年際變化特征值

表2 水文氣象要素趨勢(shì)分析相關(guān)參數(shù)

2.1.2 渭河甘肅段降水變化特征 渭河甘肅段近58年平均年降水量499.84 mm，其年際變化情況見圖3。由圖3可知，渭河甘肅段年降水量整體呈下降趨勢(shì)，平均以1.52 mm/a的趨勢(shì)減少。降水序列Mann-Kendall檢驗(yàn)通過置信水平α=0.05的顯著性檢驗(yàn)，Hurst指數(shù)H=0.72，證明降水量未來下降趨勢(shì)依然較為顯著。

圖2 徑流量年際趨勢(shì)

2.1.3 渭河甘肅段氣溫變化特征 近58 a來，渭河流域甘肅段年平均氣溫為7.88℃，其年際變化情況見圖4，由圖4可知流域平均氣溫呈上升趨勢(shì)，其H=0.76，表明趨勢(shì)性較強(qiáng)。年平均最低氣溫序列H=0.88，趨勢(shì)性十分強(qiáng)烈，年平均最高氣溫序列H=0.67，趨勢(shì)性較強(qiáng)，3個(gè)特征值Mann-Kendall檢驗(yàn)均通過置信水平α=0.01的顯著性檢驗(yàn)，其中最低氣溫上升對(duì)于氣溫升高的貢獻(xiàn)更大，未來氣溫整體依然會(huì)延續(xù)顯著上升趨勢(shì)，與全球變暖背景相對(duì)應(yīng)。

圖3 降水量年際趨勢(shì)

圖4 年平均氣溫年際趨勢(shì)

2.1.4 渭河甘肅段水文氣象要素趨勢(shì)預(yù)測(cè) 通過R/S分析法對(duì)渭河甘肅段徑流、降水及氣溫序列進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)計(jì)算其Hurst指數(shù)均大于0.5，其中徑流序列H=0.87，降水序列H=0.72，平均氣溫序列H=0.88，3個(gè)特征均表現(xiàn)為強(qiáng)正持續(xù)性，即未來的水文氣象要素總體變化趨勢(shì)與過去趨勢(shì)相一致。結(jié)合Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果，認(rèn)為未來一段時(shí)期內(nèi)，渭河流域甘肅段整體會(huì)沿著氣溫升高、徑流減少的趨勢(shì)發(fā)展。

2.2 渭河甘肅段水文氣象要素變異特征

2.2.1 渭河甘肅段徑流變異特征 繪制年徑流累積距平曲線判斷變異點(diǎn)見圖5。由圖5可以看出，1986年與1991年前后，累積距平值出現(xiàn)了趨勢(shì)變化，由增加轉(zhuǎn)為減少。

通過Mann-Kendall法對(duì)徑流序列進(jìn)行變異點(diǎn)的識(shí)別，取置信水平α=0.05，U(0.05/2)=1.96，繪制Mann-Kendall檢驗(yàn)曲線圖，其結(jié)果見圖6。由圖6可知，UF與UB兩條曲線在1991年前后相交，交點(diǎn)處于兩條臨界線之內(nèi)，因此可以認(rèn)為徑流序列突變發(fā)生在1991年。

圖5 徑流量累積距平

圖6 徑流Mann-Kendall檢驗(yàn)

2.2.2 渭河甘肅段降水變異特征 繪制降水累積距平曲線見圖7。由圖7可知，渭河甘肅段降水量累積距平值在1991年前后發(fā)生趨勢(shì)改變，認(rèn)為1991年為降水序列突變年。

通過Mann-Kendall法對(duì)徑流序列進(jìn)行變異點(diǎn)的識(shí)別，取置信水平α=0.05，U(0.05/2)=1.96，繪制降水序列Mann-Kendall檢驗(yàn)曲線圖，其結(jié)果見圖8。由圖8可知，渭河甘肅段降水序列在置信區(qū)間內(nèi)出現(xiàn)了多個(gè)交點(diǎn)，表明研究期內(nèi)存在多個(gè)潛在變異點(diǎn)。

圖7 降水累積距平

圖8 降水Mann-Kendall檢驗(yàn)

2.2.3 渭河甘肅段徑流變異年份 有研究表明，進(jìn)入20世紀(jì)90年代后，渭河流域出現(xiàn)干旱，且持續(xù)時(shí)間較長[18]。綜合徑流與累積距平曲線、Mann-Kendall檢驗(yàn)曲線及實(shí)證分析，認(rèn)為降水與徑流均于1991年發(fā)生了突變。因此將1953—1990年認(rèn)為是受人類活動(dòng)影響較小的基準(zhǔn)期，1991—2010年為人類活動(dòng)影響期。

2.3 渭河甘肅段徑流周期性變化

通過Matlab的小波分析工具箱[19]，計(jì)算處理序列的小波系數(shù)實(shí)部和小波方差，制作小波系數(shù)實(shí)部值等值線圖與時(shí)間尺度小波方差圖，分別見圖9—10。小波系數(shù)實(shí)部值的正負(fù)代表年徑流量豐枯，正值為豐水年，負(fù)值為枯水年，小波方差出現(xiàn)峰值的時(shí)間尺度即為徑流變化的周期。小波方差的峰值越大，則代表該尺度的周期性越明顯[20]。

分析小波系數(shù)實(shí)部等值線圖，研究發(fā)現(xiàn)徑流序列存在18～23 a，8～18 a，3～4 a等3個(gè)時(shí)間尺度的周期特征，小波方差圖中存在3 a，14 a以及23 a等3個(gè)明顯的峰值，與小波系數(shù)實(shí)部等值線圖相對(duì)應(yīng)。其中3 a尺度的變化在六七十年代表現(xiàn)穩(wěn)定，23 a尺度的變化在1975年后表現(xiàn)穩(wěn)定。14 a尺度對(duì)應(yīng)小波方差最大峰值，說明14 a尺度左右的周期性更強(qiáng)，徑流序列周期變化主要受14 a尺度周期控制，整個(gè)58 a在14 a時(shí)間尺度上經(jīng)歷了約3個(gè)豐—枯轉(zhuǎn)換周期。渭河徑流序列在近58 a內(nèi)存在明顯的豐枯變化，上述3個(gè)周期控制著徑流序列在整個(gè)研究時(shí)間區(qū)間內(nèi)的的變化特征，周期性特征顯著。

圖9 徑流小波系數(shù)實(shí)部等值線

圖10 小波方差

2.4 渭河甘肅段徑流變化影響因素定量分析

利用高橋蒸發(fā)模型[21]對(duì)地區(qū)蒸發(fā)量進(jìn)行估算，發(fā)現(xiàn)渭河甘肅段年平均蒸發(fā)量為363 mm/a，整體蒸發(fā)量呈現(xiàn)微弱下降態(tài)勢(shì)，線性回歸方程系數(shù)b=-0.312 4，蒸發(fā)量以每年0.3 mm的速度減少，相較于蒸發(fā)總量，可認(rèn)為蒸發(fā)量變化不明顯。降水量的減少直接導(dǎo)致徑流量的減少，由于蒸發(fā)量相對(duì)變化不大，而徑流資料變動(dòng)比氣象資料變動(dòng)更劇烈，由此定性推測(cè)人類活動(dòng)影響在其中發(fā)揮較大作用。

研究采用累積量斜率變化率法定量計(jì)算各種影響因素對(duì)徑流變化的貢獻(xiàn)率，該方法計(jì)算方便，已在黃河流域與黑河流域有較好應(yīng)用[22]。

渭河流域甘肅段人類活動(dòng)影響期較基準(zhǔn)期相比，徑流量下降8.02億m3，下降率高達(dá)57.99%。降水量影響期較基準(zhǔn)期下降61.97 mm，下降率為11.89%。年平均氣溫上升0.9℃，上升率為11.89%(表3)。

不同時(shí)期各影響要素累積線性擬合方程見表4，對(duì)影響因素貢獻(xiàn)率進(jìn)行定量分析，發(fā)現(xiàn)氣候變化貢獻(xiàn)率為37.57%(降水貢獻(xiàn)15.99%，氣溫貢獻(xiàn)21.58%)，人類活動(dòng)影響貢獻(xiàn)率高達(dá)62.43%?？梢钥闯觯谖己痈拭C段，人類活動(dòng)的對(duì)徑流減少的影響極為顯著。

表3 基準(zhǔn)期與人類活動(dòng)影響期多年平均值變化

表4 不同時(shí)期累積量線性擬合方程

3 討 論

3.1 氣候變化對(duì)渭河甘肅段徑流的影響

氣候變化是改變徑流的主要因素。一般來說，徑流量與降水量成正相關(guān)，與氣溫呈負(fù)相關(guān)[23]。降水減少直接導(dǎo)致徑流減少，氣溫變化與潛在蒸發(fā)量成正相關(guān)關(guān)系[24]，氣溫升高，區(qū)域內(nèi)的潛在蒸發(fā)量增加。夏軍等[25]研究表明渭河流域自1956—2000年干旱程度逐漸加深，氣溫增高導(dǎo)致徑流系數(shù)減小，且認(rèn)為氣候的暖干化將人類活動(dòng)的不利影響進(jìn)一步放大。研究表明，渭河甘肅段近58年來年降水量下降78.3 mm，年平均氣溫上升1.44℃，兩個(gè)特征變化趨勢(shì)均對(duì)徑流減少有正向作用。

3.2 人類活動(dòng)對(duì)渭河甘肅段徑流的影響

人類活動(dòng)對(duì)徑流減少的影響主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面，直接方面如人類大規(guī)模取水、調(diào)水工程等，導(dǎo)致徑流量的直接減少，間接方面在于人類活動(dòng)例如城市地面硬化、水土保持工程等，改變了下墊面土地利用情況，影響到流域產(chǎn)匯流進(jìn)而改變徑流量[26]。

本文選取基準(zhǔn)期(1980年)與影響期(2010年)的土地利用現(xiàn)狀遙感監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，制作土地利用變化轉(zhuǎn)移矩陣分析基準(zhǔn)期與影響期的土地利用變化情況，以分析人類活動(dòng)對(duì)于徑流變化的影響(表5)。

表5 渭河甘肅段1980-2010年土地利用變化轉(zhuǎn)移矩陣 km2

從土地利用轉(zhuǎn)移矩陣中可以看出，從1980—2010年，渭河甘肅段建設(shè)土地面積顯著增加，增加幅度為25.37%，建設(shè)土地增加對(duì)應(yīng)人類聚居區(qū)的擴(kuò)大、人口增長與用水需求上升，有研究發(fā)現(xiàn)城市化背景下土地利用類型的變化是導(dǎo)致徑流變化的主要因素[10]。耕地總面積雖然減少，但是由于近年來渭河沿線諸如武山縣等大力發(fā)展蔬菜種植產(chǎn)業(yè)，加大了農(nóng)業(yè)取水量，也在一定程度上導(dǎo)致渭河徑流量的減少。區(qū)域內(nèi)林草總面積增加，植被通過增加降雨入滲、攔蓄徑流影響地表徑流[27]，導(dǎo)致地表徑流減少。此外，多年來渭河流域修建了眾多淤地壩，新修淤地壩具備攔蓄功能，淤地壩淤滿后則具備減洪作用[28]，綜合來看，黃土高原地區(qū)水土保持措施對(duì)徑流量的減少有促進(jìn)作用[29]。

4 結(jié) 論

(1) 渭河甘肅段水文氣象要素特征分析表明，地區(qū)年徑流呈現(xiàn)極顯著下降趨勢(shì)，年降水呈現(xiàn)不顯著下降趨勢(shì)，年均氣溫呈現(xiàn)顯著上升趨勢(shì)。年徑流序列存在明顯突變，突變年份為1991年。氣溫、降水和徑流變化均表現(xiàn)為正持續(xù)性，未來一段時(shí)間內(nèi)渭河流域甘肅段整體會(huì)沿著氣溫增加、徑流減少的趨勢(shì)發(fā)展。

(2) 渭河甘肅段徑流周期性分析表明，年徑流變化呈現(xiàn)明顯的周期性，存在3 a，14 a，23 a共3個(gè)時(shí)間尺度的周期特征，其中14 a的的時(shí)間尺度為第一主周期，徑流在過去58 a經(jīng)歷了約3個(gè)豐—枯轉(zhuǎn)換期。

(3) 渭河甘肅段徑流驅(qū)動(dòng)因素分析表明，人類活動(dòng)影響期較基準(zhǔn)期，多年平均徑流量減少8.02億m3，下降57.99%。其中氣候變化對(duì)徑流減少的貢獻(xiàn)率為37.57%(降水貢獻(xiàn)15.99%，氣溫貢獻(xiàn)21.58%)，人類活動(dòng)影響占比62.43%。