长江干流枯水期极端流量变化特征研究

长江干流枯水期极端流量变化特征研究
曾天山;黄峰;秦智雅;吴瑶;阮国兵;鄢波
【摘要】为探究长江干流枯水期极端流量的变化特征,采用最小1、3、7、30、90 d流量指标表征枯水期水文情势,两相线性回归检验法和非参数检验Mann-Kendall法分别检测枯水期极端流量序列的突变和趋势.结果表明宜昌站主要受三峡水库影响,各历时极端流量序列所检测出的显著突变年份均为2002年,突变后流量序列呈显著上升趋势;大通站距离三峡水库较远,受沿程支流汇入及河道调蓄等影响,各历时极端流量序列均未检测出显著突变年份,流量序列整体呈显著上升趋势,可为长江枯水期水资源调配提供一定的参考依据.
【期刊名称】《人民珠江》
【年(卷),期】2017(038)001
【总页数】4页(P31-34)
【关键词】极端流量;枯水期;突变;趋势;长江
【作者】曾天山;黄峰;秦智雅;吴瑶;阮国兵;鄢波
【作者单位】河海大学水文水资源学院,江苏南京210098;河海大学水文水资源学院,江苏南京210098;河海大学水文水资源学院,江苏南京210098;河海大学水文水资源学院,江苏南京210098;江西省鄱阳湖水利枢纽建设办公室,江西南昌330046;武穴市水利水电安装工程公司,湖北黄冈435400;河海大学水文水资源学院,江苏南京210098
【正文语种】中文
【中图分类】P333.1
自20世纪60年代以来，在全球气候变化和人类活动，尤其是大量水利工程建设运行的影响下，长江水文情势发生了一定程度的改变 [1-3]。

黄峰等[4]通过分析长江上游枯水期流量序列，得出上游水利工程的建设引起流量序列突变；冯瑞萍等[5]分析了长江干流4个水文站的多年月平均流量的变化情况，发现长江流域年内枯季流量增加；秦年秀等[6]通过分析长江重要控制站点的月平均流量数据，得出宜昌站和汉口站的流量序列存在突变。

已有关于长江枯水期水文情势变化特征的研究大多采用长系列月平均流量资料进行分析，针对不同历时极端流量变化特征的研究相对较少。

鉴于此本文基于多年逐日平均流量资料，统计了不同历时的极端流量指标，采用两相线性回归检验法和非参数检验Mann-Kendall法研究长江干流枯水期极端流量的变化特征，研究成果可为长江流域水资源合理利用和保护提供有益参考。

极端流量指标的变化情况分析，对资料的序列长度及完整程度有着很高的要求。

鉴于此，本文收集整理了长江干流宜昌和大通水文站(图1)1955年5月至2013年4月的逐日平均流量资料。

宜昌站位于长江上游与中游的交界处，且位于三峡—葛洲坝水利枢纽下游，完整地控制了长江上游100.6万km2的广大地区。

大通站位于长江下游，控制流域面积170.5万 km2，占长江总流域面积的94.7% [6]。

两站作为长江干流上的关键控制站，研究其枯水期极端水文指标的变化，对于分析整个长江流域枯水期水文情势的改变都具有十分重要的作用和意义。

基于宜昌和大通站的多年逐日平均流量资料，统计了相应的极端流量指标，得到相应的时间序列。

两相线性回归检验法检测时间序列的突变情况，非参数检验Mann-Kendall法用来分析时间序列的趋势特征并对趋势进行显著性检验。

从水文变动指标IHA法(Indicators of Hydrologic Alteration)[7]中选取表征枯水期水文情势的流量指标，即最小1、3、7、30 d流量。

为了保证枯水期流量序列
的连续性，水文年取代公历年来统计极端流量指标，即从汛期开始到枯水期结束为一个水文年。

例如，长江的汛期从5月开始，本文中1955年5月1日至1956年4月30日，认为是水文年的1955年。

5个枯水期极端流量是在一个水文年中，
对逐日流量数据根据相应的特征流量的历时，由滑动平均法来计算出不同历时的枯水期极端流量序列，序列中的最小值即为对应的枯水期极端流量。

两相线性回归检验法[8-9]中定义有位置参数和趋势参数，分别代表均值和方差，
可以同时检测出均值突变和趋势变化。

假定一段流量序列X 1，X 2，X3，…，Xn，两相线性回归检验法模型公式是：
运用趋势函数和位置函数进行概率估计得到模型总的误差平方和SSEFull与误差平方和SSERed，从而构造F函数：
如果时间c为突变点，则所得的Fc应为所求Fc的最大值，即对应的时间c为突
变点。

通过确定F函数中对应的有效自由度，从而确定阈值Fth；若所得的Fc>Fth，则
该突变点是显著的。

假设有一时间序列X 1，X 2，X3，…，Xn，其趋势检验统计量公式为：
Z为正值表示增加趋势，负值表示减少趋势。

Z的绝对值大于或等于1.96、2.58
时分别表示通过了置信度95%，99%显著性检验[10]。

应用两相线性回归检验法检测了5个枯水期极端流量指标的突变发生时间并对突
变前后的子序列进行了统计分析，结果表明，宜昌站各历时极端流量序列的显著突变年份均为2002年，突变后子序列的均值和标准差都有显著的增加，其中突变后各历时极端流量子序列相对突变前均增加约1 300 m3/s。

图2为宜昌站枯水期各历时极端流量的多年变化过程。

从图上可以看出，在突变
点2002年后，各历时极端流量均呈现“上翘”，增长趋势明显。

采用M-K法分
别对突变年份前后各子序列的变化趋势进行显著性检验，结果见图3。

对于最小1、
3、7、30、90 d流量，突变年份前流量序列M-K检验值分别为0.30、0.73、0.86、1.50、2.05，突变年份后流量序列M-K检验值分别为4.20、4.20、4.20、3.58、2.88。

突变前，除最小90 d流量的上升趋势通过了95%的显著性检验，其余各极端流量序列的上升趋势均不显著。

5个指标突变年份后的子序列均呈现显著的上升趋势，并通过了99%的显著性检验。

宜昌站枯水期极端流量序列的突变年份与三峡水库开始运行时间基本吻合，可认为近年来宜昌站枯水期极端流量显著上升主要是由于三峡水库枯水期的供水功能引起的。

2003年三峡水库开始下闸蓄水，蓄水至135 m设计运行水位；2003—2007年为三峡水库围堰发电期；2007年汛后蓄水至156 m，到2009年汛后，水库蓄水至175 m [11]。

三峡水库的调蓄能力是一个逐步增加的过程，从而导致宜昌站枯水期极端流量序列在2003年后呈逐渐增加的趋势。

随着三峡水库进入正常运行期，若降水、取用水等因素保持不变，预计宜昌站枯水期极端流量将稳定在一定水平，而不会继续上升。

除了三峡水库，长江上游其他水库的供水功能及降水变化对宜昌站枯水期水文情势也有一定的影响[4]。

近40年来，长江上游流域的冬季降水呈上升趋势，也可能导致枯水期流量有所增加[12-13]。

大通站枯水期极端流量的变化特征见图4。

与宜昌站极端流量序列变化特征不同，大通站各极端流量序列均未检测出显著的突变年份。

采用M-K法分别对整个极端流量序列的变化趋势进行显著性检验，结果见图5。

最小1日、3日、7日、30日、90日流量序列M-K检验值分别为5.49，5.67，5.55，5.26，4.26，极端流量序列都呈显著的上升趋势，并通过99%的显著性检验。

受支流汇入、河道调蓄等影响，三峡水库对长江中下游水文情势的影响随距坝址距离增大而减弱[14-15]。

因此，三峡水库的供水作用并未引起大通站枯水期极端流量序列的突变。

大通站枯水期极端流量序列呈显著上升趋势，主要是长江流域水库群枯水期供水作用及降水变化[16-17]的综合影响。

通过分析宜昌站和大通站最小1、3、7、30、90 d流量序列的突变和趋势特征，主要得出以下结论。

a) 宜昌站各历时极端流量序列所检测出的显著突变年份均为2002年，突变后流
量序列M-K检验值均超过99%的显著性检验，较突变前流量序列呈显著上升趋势；大通站各历时极端流量序列均未发生显著突变，流量序列整体的M-K检验值均超过99%的显著性检验，呈显著上升趋势。

b) 宜昌站枯水期极端流量序列的突变可能是由于站点位置距三峡水库较近，主要
受其调丰补枯过程影响。

水库正常运行年份与检测出突变年份相互吻合进一步反映出三峡水库调蓄作用为枯水期极端流量序列的主要影响因素；而大通站距离三峡水库较远，受沿程支流汇入及河道调蓄等影响，其枯水期极端流量序列未发生显著突变。

宜昌站和大通站流量序列的趋势变化说明，造成长江枯水期极端流量呈上升趋势的可能原因是长江流域水库群枯水期供水功能及流域降水增加。