孫玉華,馮 琳 ,吳俊秀,李洪利
(遼寧省水文水資源勘測局,遼寧 沈陽 110003)
遼西北地區(qū)包括錦州市、阜新市、朝陽市、鐵嶺(市區(qū)、調(diào)兵山市、昌圖縣)、沈陽(康平縣、法庫縣),共 27個縣(市、區(qū)),土地面積約 5萬 km2,占全省的33.9%。遼西北地區(qū)是我省經(jīng)濟落后地區(qū),縣鄉(xiāng)財政困難,相對于遼中、遼東南地區(qū)相比,差距比較明顯。
按2009年人口和耕地面積計算,遼西北地區(qū)人均水資源量458.9m3,遠低于國際用水緊張線1 750 m3/人;公頃均水資源量2 943 m3,是全國公頃均水資源量的1/7。從全省人口、耕地、水資源分布情況看,遼西北地區(qū)以全省的15.2%的水資源量支持著23.7%的人口,支撐著44.0%的耕地面積,屬于資源性極度缺水地區(qū)。
2009年遼西北總用水量24.12億m3,其中農(nóng)業(yè)用水量比例較大,占62.1%。遼西北地區(qū)2009年用水量與多年平均水資源總量比值為46.4%;2009年用水量與1956—2009年平均水資源總量比值為49.6%。
遼西北地區(qū)主要河流有大凌河、小凌河、柳河、繞陽河。
隨著人類活動和流域下墊面的變化,流域水文循環(huán)和水資源形成過程的物理成因就可能發(fā)生變化。對于水文序列產(chǎn)流機制發(fā)生變化后,其統(tǒng)計規(guī)律可能不再服從同一總體分布。為了進行未來水資源總量預(yù)測,首先對水文系列進行非一致性識別。遼寧省水資源量是由降水產(chǎn)生的,首先對遼西北地區(qū)過去1956—2009年降水資料進行分析,提取該地區(qū)年降水量變化所蘊含的隨機性和統(tǒng)計規(guī)律性,對降水系列進行一致性分析,找出可以代表未來的降水系列,進而找出能夠代表未來降水與產(chǎn)水系數(shù)關(guān)系以及未來產(chǎn)水系數(shù)趨勢,而后根據(jù)降水對未來水資源總量進行預(yù)測。
利用1956—2009年54年的資料,采用10年滑動平均法和Hurst系數(shù)法對遼西北區(qū)域水文序列進行分析。
1)滑動平均法。對于原序列(x1,x2,…,xn)的滑動平均,可以消除水文系列隨機波動,使原序列變得平滑,形成新的系列yt中通過目估的辦法判斷序列是否有明顯變化趨勢。
當震蕩的平均周期為奇數(shù)時:
當震蕩的平均周期為偶數(shù)時:
2)Hurst系數(shù)法。H系數(shù)常用來定量表征水文序列是否為隨機序列,以及對序列的長期相關(guān)性進行分析,通過計算水文系列的Hurst系數(shù)H,與臨界值比較判別系列變化。
假設(shè)檢驗時選用的顯著性水平常用的α=0.05,非一致性程度按表1判斷。
表1 非一致性判斷標準表
3)突變點檢驗方法。采用M ann—Kendall檢驗法和滑動T檢驗法對突變點進行檢驗。
①Mann—Kendall檢驗法
Mann—Kendall檢驗 (簡稱 Mann—K檢驗)是世界氣象組織推薦的一種非參數(shù)檢驗方法,并已廣泛地用來分析降水、徑流和氣溫等要素時間序列的趨勢或跳躍變化,優(yōu)點是不需要樣本遵從一定的分布,也不受少數(shù)異常值的干擾,計算比較方便。對于具有n個樣本量的時間序列x,構(gòu)造一秩序列:定義統(tǒng)計變量為:
通過Mann-Kendall求出時間序列的UFk和UBk值,如果UFk和UBk兩條曲線出現(xiàn)交點,且交點在臨界直線之間,那么交點對應(yīng)的時刻就是突變開始的時刻。
②滑動T檢驗法?;瑒覶檢驗法是針對傳統(tǒng)T檢驗法只能用于已知變異點的檢驗,而無法用于變異點的識別問題。設(shè)變異點τ前后兩序列總體的分布函數(shù)各為F1(x)和F2(x),從總體F1(x)和F2(x)中分別抽取容量為n1和n2的兩個樣本,構(gòu)造T統(tǒng)計量為:
找出能夠代表現(xiàn)狀和未來的降水隨機系列,采用蒙特卡羅方法對降水量進行預(yù)測。蒙特卡羅方法又稱隨機抽樣技巧或統(tǒng)計試驗方法,這種方法可以把已經(jīng)獲得的該地區(qū)降水量的隨機性和統(tǒng)計規(guī)律性反映在預(yù)報系列中。該方法的特點是其目標不是要精確地預(yù)報某一年的降水量,而是使降水量模擬預(yù)報系列在整體上反映模擬區(qū)的氣候特征,使降水預(yù)報系列從個體上看具有隨機性,從總體上看具有統(tǒng)計規(guī)律性。具體來說,確保未來預(yù)報系列與代表系列參數(shù)相同。
水文序列一般具有確定性和隨機性,根據(jù)(M onte-Carlo)方法,隨機性的考慮首先產(chǎn)生均勻分布的偽隨機數(shù)。P-Ⅲ型分布是水文序列應(yīng)用最廣的一種類型,采用舍選法把均勻分布的隨機數(shù)轉(zhuǎn)變成P-Ⅲ型分布的純隨機系列。
降水量與產(chǎn)水量關(guān)系法:產(chǎn)水系數(shù)隱含著降水量與水資源總量關(guān)系,為了應(yīng)用水文統(tǒng)計方法快捷分析此關(guān)系,我們對產(chǎn)水系數(shù)進行系列一致性分析,尋找突變點。建立可以代表現(xiàn)狀條件下降水量與產(chǎn)水量關(guān)系,假設(shè)現(xiàn)狀條件下降水量與產(chǎn)水量關(guān)系可以代表未來,利用預(yù)測的降水量進行水資源量的預(yù)測。
1)降水量一致性分析結(jié)果
①滑動平均法分析結(jié)果:繪制54年的遼西北地區(qū)及主要河流降水量10年滑動過程曲線,如圖1所示。目估看遼西北地區(qū)降水沒有明顯變化趨勢。
②Hurst系數(shù)法結(jié)果:遼西北H值為0.507 7,C(t)為0.010 7,查相關(guān)系數(shù)取顯著水平選取α=0.05的 Hα=0.674,rα=0.273 2,H 值小于 Hα,C(t)小于 rα,屬于無變異,即沒有產(chǎn)生明顯的非一致性變化。
2)降水量預(yù)測結(jié)果
由于降水系列沒有產(chǎn)生明顯的非一致性變化,可以得出“過去和現(xiàn)在降水系列特征可以代表未來降水量特征”的結(jié)論,即未來30年降水量平均值與1956—2009年均值相等,也與1956—2000年均值接近,見表2。
1)現(xiàn)狀條件下的水資源量產(chǎn)水系數(shù)代表系列確定
①產(chǎn)水系數(shù)非一致性檢驗
滑動平均法結(jié)果:根據(jù)對遼西北地區(qū)及主要河流產(chǎn)流系數(shù)10年滑動過程線(見圖2)目估分析,遼西北略顯減少趨勢。
Hurst系數(shù)法結(jié)果:查相關(guān)系數(shù)取顯著水平選取 α=0.05 的 Hα和 rα,H=0.982 1>Hα=0.674,|C(t)|=0.950 9>rα=0.273 2,屬于變異,即產(chǎn)生明顯的非一致性變化。
②突變點篩查
針對產(chǎn)水系數(shù)產(chǎn)生非一致性變化的遼西北地區(qū)進行突變點篩查。
M ann—Kendall檢驗法(見圖 3),UFk在 1966年出現(xiàn)持續(xù)的低值,1971,1980年前后UBk與UFk相等。遼西北地區(qū)產(chǎn)水系數(shù)10年滑動T檢驗法,(見圖 4),T 檢驗出現(xiàn)最大值年份 1966,1977,1998年。根據(jù)遼西北的實際情況,遼西北地區(qū)用水增長較快是從1980年前后開始,水土保持措施是在1975年前后開始,同時考慮轉(zhuǎn)折點前后P—W關(guān)系有效率,綜合確定遼西北突變點出現(xiàn)在1977年。
2)預(yù)測結(jié)果
對于發(fā)生了非一致性變化的遼西北地區(qū)以突變點為分界,率定1956-突變點和突變點-2009年過去和現(xiàn)狀條件下的P—W關(guān)系,見圖5,再利用降水量預(yù)測結(jié)果對未來30年水資源量進行預(yù)測。未來30年預(yù)測結(jié)果平均比1956—2009年均值少6.4%,比1956—2000年均值少12.3%,見表2。
表2 遼西北地區(qū)未來30年降水量和水資源量預(yù)測結(jié)果
利用產(chǎn)水系數(shù)代表降水量與產(chǎn)水量關(guān)系方法,解決了利用統(tǒng)計理論檢驗降水量與產(chǎn)水量關(guān)系線系列一致性問題,此方法簡便快捷,此方法也可應(yīng)用于其它關(guān)系密切的水文要素分析;通過對典型區(qū)域1956—2009年降水量和產(chǎn)水系數(shù)序列一致性分析,降水系列始終服從統(tǒng)一總體分布,而產(chǎn)水系數(shù)發(fā)生了非一致性變化,利用統(tǒng)計理論變異檢驗方法找出突變點;采用Monte-Carlo方法對降水量進行預(yù)測,采用能夠代表未來的降水-水資源總量關(guān)系線,對遼西北地區(qū)未來水資源總量進行了分析與預(yù)測,得出未來30年水資源量與多
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