□鄒 磊 □楊惠敏（鄭州大學(xué)水利與環(huán)境學(xué)院）

20世紀(jì)中期以來，水資源開發(fā)程度的加大對(duì)河川徑流產(chǎn)生顯著影響。徑流過程對(duì)河流水利工程的建設(shè)具有一定的敏感性，特別是對(duì)工程下游地區(qū)的影響是研究的重點(diǎn)，對(duì)當(dāng)?shù)氐陌l(fā)展、規(guī)劃等有重要意義。本文從定性及定量方面，分析研究了丹江口水庫對(duì)漢江中下游徑流量的影響，對(duì)開發(fā)利用漢江、調(diào)度丹江口水庫具有一定的指導(dǎo)作用，對(duì)生產(chǎn)、生活、生態(tài)具有重要意義。

1.研究區(qū)情況

漢江是長江的最大支流，全長1557km，流域面積達(dá)15.1萬km2。此流域?qū)儆趤啛釒Ъ撅L(fēng)區(qū)，氣候溫和濕潤，多年平均降水量873mm，多年平均徑流量517億m3。

在漢江中游，建設(shè)了丹江口水庫，于1958年始建，1973年竣工，地跨豫鄂兩省，水域面積8.4萬km2，蓄水總量達(dá)81億m3。漢江中游丹江口水庫的建設(shè),在促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí),改變了河流原有的水文情勢(shì),對(duì)徑流產(chǎn)生顯著的徑流調(diào)節(jié)作用。因此，研究丹江口水庫對(duì)漢江中下游徑流的影響具有重要意義。

圖1 研究區(qū)位置圖

2.資料來源與研究方法

水文時(shí)間序列變異分析是水文統(tǒng)計(jì)分析的一項(xiàng)重要內(nèi)容。本文對(duì)謝平等提出的水文變異診斷系統(tǒng)進(jìn)行簡化，對(duì)漢江中下游年徑流量序列進(jìn)行診斷，并分析汛期、非汛期徑流量在建庫前后的變化情況，初步探討興建丹江口水庫對(duì)漢江中下游徑流量的影響。

2.1 資料來源

選擇丹江口水庫下游黃家港水文站1956—1997年的徑流數(shù)據(jù)。同時(shí)，選取丹江口水庫上游白河水文站1956—1990年數(shù)據(jù)為對(duì)比資料，對(duì)黃家港水文站徑流數(shù)據(jù)進(jìn)行跳躍性檢驗(yàn)。

2.2 研究方法

對(duì)年徑流量滑動(dòng)平均法進(jìn)行初步診斷。進(jìn)而詳細(xì)診斷，進(jìn)行趨勢(shì)判斷，選用Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)、spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)等。同時(shí)對(duì)跳躍成分進(jìn)行識(shí)別，選用有序聚類分析法、跳躍顯著性檢驗(yàn)等方法。

2.2.1 初步診斷

利用滑動(dòng)平均法，對(duì)序列x1,x2,…,xn取5年平均，求出新的序列yi，使趨勢(shì)清晰地顯示出來。

2.2.2 詳細(xì)診斷

（1）趨勢(shì)分析方法

在Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)中，對(duì)于序列x1,x2,…,xn，先確定所有對(duì)偶值（xi,xj）(j＞i)中xi＜xj出現(xiàn)的個(gè)數(shù)k,構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量

假設(shè)原序列無趨勢(shì)。給定顯著性水平α后，查算Uα/2。當(dāng)時(shí)，接受原假設(shè)，即趨勢(shì)不顯著；反之，拒絕原假設(shè)，即趨勢(shì)顯著。

（2）跳躍分析方法

在有序聚類分析法[2]中，對(duì)水文序列x1,x2,…,xn，實(shí)行最優(yōu)二分割法。設(shè)可能的突變點(diǎn)為τ，則突變前后的離差平方和分別為式中分別為τ前后兩部分的均值。

這樣總離差平方和為Sn(τ)=Vτ+Vn-t

2.2.3 綜合診斷

（1）趨勢(shì)綜合診斷

在趨勢(shì)綜合診斷中，取顯著性為1，反之為-1，對(duì)各種方法的顯著性求和，若其和大于1，則趨勢(shì)顯著，反之，趨勢(shì)不顯著。

（2）跳躍綜合診斷

本文利用文中對(duì)水文序列變異點(diǎn)檢驗(yàn)方法的性能比較結(jié)果，對(duì)本文中所用方法結(jié)論進(jìn)行綜合分析。

3.結(jié)果分析

3.1 年徑流量變化情況分析

3.1.1 初步診斷

利用黃家港水文站42年年徑流系列做出年徑流量過程圖，并繪制5年滑動(dòng)平均曲線，如圖2。

圖2 黃家港水文站年徑流過程及5a滑動(dòng)平均曲線圖

由圖2中年徑流量過程線及5a滑動(dòng)平均曲線可知，在42年中，徑流量具有一定的減少趨勢(shì)，在1990年后減少趨勢(shì)明顯。

3.1.2 詳細(xì)診斷

對(duì)黃家港水文站42年徑流量序列進(jìn)行趨勢(shì)分析及跳躍分析，計(jì)算結(jié)果如表1所示。

表1 黃家港水文站年徑流量變化情況分析表

表1中顯示，在趨勢(shì)分析中，Kendall法得出U=-2.2，給定顯著性水平α后，查算Uα/2,年徑流量具有顯著的減少趨勢(shì)成分。同時(shí)利用spearman秩次相關(guān)檢驗(yàn)，得T=-7.1，給定顯著性水平α，得出減少顯著的結(jié)論。

在跳躍成分檢驗(yàn)中，利用有序聚類分析法分析得1990年為最優(yōu)分割點(diǎn)，并通過游程檢驗(yàn)，k=8，U=-2.7，對(duì)于給定顯著性水平α=5%后，查的∣U∣＞Uα/2,得1990年的年徑流量具有跳躍成分。利用Lee-Heghinian檢驗(yàn)法對(duì)黃家港測(cè)站年徑流量系列進(jìn)行檢驗(yàn)，得1996年為突變點(diǎn)。

按照成因分析，假定1967年為突變點(diǎn)，按照水庫建成時(shí)間進(jìn)行游程檢驗(yàn)，k=18，U=-0.055，對(duì)于給定顯著性水平α=5%后，∣U∣＜Uα/2,不具有顯著跳躍成分。

利用時(shí)序累計(jì)值相關(guān)曲線法，點(diǎn)繪出黃家港年徑流量與白河年徑流量的關(guān)系圖。先對(duì)白河站水文數(shù)據(jù)利用kendall秩次相關(guān)法進(jìn)行檢驗(yàn)，得出U=-0.64，∣U∣＜Uα/2,變化平緩；利用Lee-Heghinian檢驗(yàn)法得出變異年份為1992年；有序聚類分析法得出變異年份為1990年。由圖可知，黃家港年徑流量與白河年徑流量時(shí)序累計(jì)值相關(guān)曲線較為平滑，說明黃家港水文站1990年前無明顯突變，如圖3。

圖3 黃家港白河年徑流量時(shí)序累計(jì)值相關(guān)曲線圖

3.1.3 綜合分析

由各方法得出結(jié)論進(jìn)行顯著性求和，結(jié)果為2，綜合顯著性大于1，可認(rèn)為該年徑流序列具有顯著性趨勢(shì)。

設(shè)計(jì)含有變異點(diǎn)的P-Ⅲ水文時(shí)間序列生成器，用生成的序列測(cè)試各種方法對(duì)變異點(diǎn)得檢驗(yàn)效果，通過檢驗(yàn)效率定量描述各種方法的性能?？傻贸鼋Y(jié)論：有序聚類檢驗(yàn)法和Lee—Heghinian檢驗(yàn)法比較適合于檢驗(yàn)均值發(fā)生變異的情況,檢驗(yàn)效果較好，其中有序聚類檢驗(yàn)法的結(jié)論最具代表性。游程檢驗(yàn)法中，當(dāng)n1或n2＜20時(shí)成果不可靠。結(jié)合時(shí)序累計(jì)值相關(guān)曲線法得出結(jié)論綜合分析，黃家港水文站年徑流序列于1990年發(fā)生了突變。

對(duì)有序聚類分析法得出的1990年為黃家港年徑流量突變點(diǎn)的結(jié)論進(jìn)行成因分析，發(fā)現(xiàn)漢江上游距丹江口水電站260km處有一安康水電站，其1989年12月下閘蓄水后對(duì)漢江中下游年徑流量也有一定影響，導(dǎo)致漢江中下游年徑流過程發(fā)生突變。

3.1.4 汛期非汛期變化情況分析

漢江流域5月到10月為汛期，11月到次年4月為非汛期，對(duì)42年黃家港水文站徑流量進(jìn)行分析，做出年汛期、非汛期徑流量過程線，如圖4。

圖4 黃家港水文站年汛期、非汛期徑流量變化過程線圖

同時(shí)，經(jīng)過計(jì)算，得到建庫前后，黃家港水文站汛期、非汛期徑流量平均值及占年內(nèi)總徑流量比率情況，如表2。

表2 黃家港水文站汛期非汛期徑流量占年內(nèi)比率變化表表

表中顯示，建庫前后，漢江中下游的徑流量的年內(nèi)分配發(fā)生了較大的改變，汛期減少11.0%，非汛期增加11%。說明丹江口水庫的調(diào)節(jié)作用對(duì)漢江中下游年內(nèi)汛期、非汛期的徑流情況產(chǎn)生了較大影響。

4.結(jié)語

利用水文變異診斷等方法研究了丹江口水庫對(duì)漢江中下游徑流的影響。丹江口水庫的修建對(duì)漢江中下游年徑流量具有減少的作用。同時(shí)，丹江口水庫的調(diào)蓄作用對(duì)漢江中下游年內(nèi)徑流量分配影響較大，使汛期水量減少，非汛期水量增多。這對(duì)于中下游生產(chǎn)生活具有興利作用，蓄洪補(bǔ)枯，使天然來水能在時(shí)間和空間上較好地滿足用水部門的要求。