黃珂珂 董曉華 陳 亮 張 清 嚴(yán)東英

(1.三峽大學(xué) 水利與環(huán)境學(xué)院,湖北 宜昌 443002;2.水資源安全保障湖北省協(xié)同創(chuàng)新中心,武漢 430072)

極端降水事件與洪澇災(zāi)害密切相關(guān)[1],其引發(fā)的災(zāi)害給工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、人民生活、自然生態(tài)造成巨大的損失[2-5].系統(tǒng)地研究極端降水事件的時(shí)空演變特征對(duì)減少極端降水事件的危害有非常重要的意義.近年來(lái),越來(lái)越多的專家學(xué)者開始關(guān)注極端降水事件.孫軍[6]等人利用中國(guó)2 000多個(gè)站點(diǎn)50年以上的日降水資料提取6個(gè)極端降水指數(shù),結(jié)果表明極端降水與年總降水趨勢(shì)不完全一致,但與夏季總降水有更加一致的趨勢(shì)性;畢寶貴[7]等人將2016年的強(qiáng)對(duì)流和極端降水天氣特征與1981年以來(lái)的同期天氣對(duì)比分析,發(fā)現(xiàn)超強(qiáng)厄爾尼諾事件結(jié)束當(dāng)年,極端降水和強(qiáng)對(duì)流天氣發(fā)生頻次明顯較多;時(shí)光訓(xùn)[8]等人利用長(zhǎng)江流域131個(gè)氣象站數(shù)據(jù),分析了長(zhǎng)江流域極端降水的時(shí)空變化特征,結(jié)果表明長(zhǎng)江流域主要強(qiáng)降水指數(shù)變化呈增加趨勢(shì),降水過(guò)程不穩(wěn)定,容易發(fā)生洪澇災(zāi)害;潘欣[9]等人采用長(zhǎng)江流域內(nèi)1960～2010年逐日降水資料,分析了長(zhǎng)江流域極端降水特性,結(jié)果表明未來(lái)極端降水將繼續(xù)以上升趨勢(shì)為主,流域洪澇災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)加大.周蘭庭[10]等人采用了云物元模型對(duì)極端降雨事件增多地區(qū)的土石壩進(jìn)行安全評(píng)價(jià).

宜昌市河網(wǎng)密集、水量豐富,多年平均降水量1 220 mm,4～9月降水量占全年降水總量的70%～80%,洪澇災(zāi)害頻發(fā)[11-12].黃柏河是宜昌市重要的水源地[13],為夷陵區(qū)等共7個(gè)縣市區(qū)200萬(wàn)人口及100萬(wàn)畝農(nóng)田供水.因此,分析黃柏河流域的極端降水事件變化規(guī)律對(duì)宜昌市的可持續(xù)發(fā)展意義重大.本文利用極端降水指數(shù)對(duì)黃柏河流域的極端降水事件進(jìn)行研究,有助于初步把握黃柏河流域的降水變化特征,全面分析黃柏河流域極端降水事件變化規(guī)律和趨勢(shì),為預(yù)防黃柏河流域的洪澇災(zāi)害,保障宜昌市用水安全,加強(qiáng)黃柏河流域水資源的可持續(xù)發(fā)展提供依據(jù).

1 研究區(qū)域概況

黃柏河位于宜昌市城區(qū)西北部、長(zhǎng)江三峽南津關(guān)下游北岸,全長(zhǎng)162 km,流域面積1 902 km2(如圖1所示),是長(zhǎng)江的一級(jí)支流,分東、西兩條支流,在夷陵區(qū)黃花鄉(xiāng)兩河口匯合,于葛洲壩樞紐三江船閘上游引航道匯入長(zhǎng)江.黃柏河流域東支上有尚家河、天福廟、西北口、玄廟觀4座水庫(kù),總庫(kù)容約3.2億m3,經(jīng)過(guò)幾十年的開發(fā)建設(shè),形成了以防洪、供水、發(fā)電為主的水資源調(diào)配工程體系.

圖1 研究區(qū)流域概況

2 數(shù)據(jù)與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)

本文基于黃柏河流域上游的天福廟水庫(kù)雨量站和下游的尚家河水庫(kù)雨量站1978～2016年逐日降水?dāng)?shù)據(jù),分析該流域極端降水指數(shù)序列的趨勢(shì)性和突變性.世界氣象組織氣候?qū)W委員會(huì)成立的氣候變化檢測(cè)指數(shù)專家組(ETCCDMI)為了定量研究極端氣候事件,提出了27個(gè)極端氣候指數(shù),在極端氣候變化研究中得到廣泛應(yīng)用[14-16].本文選取了其中幾個(gè)與極端降水相關(guān)的指數(shù)進(jìn)行分析,包括大雨日數(shù)、年降水強(qiáng)度、異常降水總量、連續(xù)無(wú)雨日數(shù)、連續(xù)降水日數(shù)、年降水量.這些指數(shù)用于表征研究區(qū)的極端降水的強(qiáng)度、持續(xù)時(shí)間及降水量等方面的變化.本文基于這些極端降水指數(shù)(見表1),分析黃柏河流域極端降水事件的變化特性.

表1 極端降水指數(shù)

為分析極端降水指數(shù)在空間上的分布特征,計(jì)算 兩雨量站極端降水指數(shù)多年平均值(見表2).除年降水量(PRCPTOT)相差較大(相差20 mm左右),其他極端降水指數(shù)多年平均值均相差不大.

表2 極端降水指數(shù)多年平均值

2.2 研究方法

由于目前對(duì)于極端降水突變現(xiàn)象的物理機(jī)制尚不明確,不同檢驗(yàn)方法可能會(huì)導(dǎo)致不同的結(jié)果,本文采用多種方法對(duì)極端降水指數(shù)進(jìn)行突變和趨勢(shì)性分析,研究黃柏河流域極端降水事件的變化特性.

利用滑動(dòng)平均法[17]和Sen's法[18-19]對(duì)極端降水指數(shù)進(jìn)行趨勢(shì)性分析,Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)[17]進(jìn)行趨勢(shì)檢驗(yàn),取顯著性水平為0.05.滑動(dòng)平均法可以消除周期變動(dòng)和隨機(jī)波動(dòng)對(duì)時(shí)間序列的影響,顯示出事件的發(fā)展方向與趨勢(shì).Sen's法可以計(jì)算時(shí)間序列的平均變化斜率,顯示出存在明顯上升或下降的時(shí)間序列的線性趨勢(shì).

為了分析極端降水指數(shù)的突變特性,采用Pettitt檢驗(yàn)法和Mann-Kendall法(簡(jiǎn)稱M-K法)對(duì)極端降水指數(shù)進(jìn)行突變性分析.M-K法是水文序列中廣泛使用的一種趨勢(shì)檢驗(yàn)方法[20-21].該方法是無(wú)參數(shù)的,很少受數(shù)據(jù)序列中異常值的干擾,允許在不進(jìn)行任何特定分布假設(shè)時(shí)調(diào)查數(shù)據(jù)的長(zhǎng)期趨勢(shì).Pettitt檢驗(yàn)法[22]是一種與M-K法類似的非參數(shù)檢驗(yàn)方法,直接利用秩序列檢測(cè)突變點(diǎn),時(shí)間序列中的突變現(xiàn)象不僅能夠判斷出突變點(diǎn)的位置及數(shù)量,還可判斷這些變點(diǎn)在統(tǒng)計(jì)意義上是否顯著.

3 結(jié)果及分析

3.1 趨勢(shì)性分析

用滑動(dòng)平均法和Sen's法分析尚家河水庫(kù)雨量站和天福廟水庫(kù)雨量站1978～2016年的極端降水指數(shù)變化趨勢(shì),利用Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)對(duì)變化趨勢(shì)進(jìn)行檢驗(yàn).其中滑動(dòng)平均法取滑動(dòng)長(zhǎng)度為5,并繪制5年滑動(dòng)平均變化曲線.

1)滑動(dòng)平均法

計(jì)算并繪制極端降水指數(shù)五年滑動(dòng)平均變化曲線并進(jìn)行分析.

圖2 尚家河水庫(kù)雨量站極端降水指數(shù)變化趨勢(shì)

由圖2可知,尚家河水庫(kù)雨量站大雨日數(shù)Rr25、年降水強(qiáng)度SDII、異常降水總量R95P、連續(xù)無(wú)雨日數(shù)CDD、連續(xù)降水日數(shù)CWD、年降水量PRCPTOT的最大值和最小值分別為20 d和5 d、15.48 mm/d和9.21 mm/d、931.8 mm 和457.2 mm、65 d和17 d、10 d和4 d、1 385 mm和737 m.極端降水指數(shù)變化曲線都呈下降趨勢(shì),Rr25下降趨勢(shì)不明顯,CWD變化曲線波動(dòng)幅度逐漸減小.

圖3 天福廟水庫(kù)雨量站極端降水指數(shù)變化趨勢(shì)

由圖3可知,尚家河水庫(kù)雨量站年降水強(qiáng)度SDII、連續(xù)無(wú)雨日數(shù)CDD、連續(xù)降水日數(shù)CWD變化曲線都呈下降趨勢(shì),CDD變化曲線下降趨勢(shì)明顯.大雨日數(shù)Rr25、異常降水總量R95P、年降水量PRCPTOT變化曲線呈輕微上升趨勢(shì).Rr25、SDII、R95P、CDD、CWD、PRCPTOT的最大值和最小值分別為18 d和4 d、15.06 mm/d和8.44 mm/d、951.7 mm 和379 mm、68 d和16 d、15 d和3 d、1532 mm和591 mm.

2)Sen's斜率估計(jì)

計(jì)算尚家河水庫(kù)和天福廟水庫(kù)極端降水指數(shù)的斜率,結(jié)果見表3.由表3可知,尚家河水庫(kù)雨量站多年的年降水強(qiáng)度、異常降水總量、連續(xù)無(wú)雨日數(shù)、年降水量呈現(xiàn)減小趨勢(shì);大雨日數(shù)、連續(xù)降水日數(shù)趨勢(shì)不明顯.天福廟水庫(kù)雨量站的多年來(lái)年降水量呈上升趨勢(shì);年降水強(qiáng)度、異常降水總量、連續(xù)無(wú)雨日數(shù)呈現(xiàn)減小趨勢(shì);大雨日數(shù)、連續(xù)降水日數(shù)變化趨勢(shì)不明顯.

表3 極端降水指數(shù)變化斜率

3)Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)法

利用Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)法對(duì)尚家河水庫(kù)雨量站和天福廟水庫(kù)雨量站的6個(gè)極端降水指數(shù)進(jìn)行分析,檢驗(yàn)其趨勢(shì)性是否顯著.取信度水平α為0.05,Uα/2的值為1.96.各極端降水量指數(shù)計(jì)算結(jié)果見表4.

表4 Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)法統(tǒng)計(jì)量

由表4可知,尚家河水庫(kù)雨量站的連續(xù)降水日數(shù)以及天福廟水庫(kù)雨量站的連續(xù)降水日數(shù)、連續(xù)無(wú)雨日數(shù)的統(tǒng)計(jì)量|U|＞1.96,其多年變化趨勢(shì)在0.05置信水平下顯著,其他極端降水指數(shù)變化趨勢(shì)不明顯.

滑動(dòng)平均法和Sen's法對(duì)極端降水指數(shù)變化趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果大部分是一致的,由于不同方法的原理不同,有個(gè)別極端降水指數(shù)變化趨勢(shì)不一致.這個(gè)主要是由于滑動(dòng)平均法可以排除周期變動(dòng)和隨機(jī)波動(dòng)對(duì)時(shí)間序列的影響,顯示出時(shí)間序列的發(fā)展方向與趨勢(shì),而Sen's法適用于存在明顯上升或下降線性趨勢(shì)的時(shí)間序列.所以對(duì)于沒(méi)有明顯線性趨勢(shì)的時(shí)間序列,以滑動(dòng)平均法的檢驗(yàn)結(jié)果為準(zhǔn).

3.2 突變性分析

利用Pettitt法和M-K法對(duì)尚家河水庫(kù)雨量站和天福廟水庫(kù)雨量站的極端降水指數(shù)進(jìn)行突變性分析,分析過(guò)程如下所示.

1)Pettitt法

利用Pettitt法對(duì)尚家河水庫(kù)雨量站和天福廟水庫(kù)雨量站1978～2016年6個(gè)極端降水指數(shù)進(jìn)行突變性分析.計(jì)算結(jié)果見表5.

表5 Pettitt法統(tǒng)計(jì)量

由表5可知,兩雨量站極端降水指數(shù)突變年份主要在2005年和2012年到2016年間.極端降水指數(shù)除天福廟水庫(kù)的大雨日數(shù)外,突變不顯著.

2)Mann-Kendall法

繪制尚家河水庫(kù)雨量站和天福廟水庫(kù)雨量站極端降水指數(shù)M-K突變檢驗(yàn)曲線并進(jìn)行變化特性分析.

由圖4可知,尚家河水庫(kù)雨量站大雨日數(shù)Rr25、年降水強(qiáng)度SDII、異常降水總量R95P、連續(xù)無(wú)雨日數(shù)CDD、連續(xù)降水日數(shù)CWD、年降水量PRCPTOT的UF線在1978～1994年間處于零線以下或附近(Rr25的UF線于1989年為0.08、CDD的UF線于1998年為0.01、PRCPTOT的UF線于1989年為0.13和1993年為0.003)、臨界直線內(nèi),6個(gè)極端降水指數(shù)呈減少的趨勢(shì),趨勢(shì)不顯著;除CWD的UF曲線于1991～1994年和1996～2000年UF線在零線以上,臨界線以內(nèi),整體上呈現(xiàn)上升趨勢(shì)外,其他計(jì)算降水指數(shù)在1994年后整體上變化趨勢(shì)不明顯;Rr25、SDII、R95P、CDD、CWD、PRCPTOT的 UF和UB線在兩臨界線間存在交點(diǎn),可能突變年份分別為2004年、2005年和2012年、2006年、2003年和2011年、1995年、2006年和2014年,突變顯著.

圖4 尚家河水庫(kù)雨量站極端降水指數(shù)M-K曲線

由圖5可知,天福廟水庫(kù)雨量站大雨日數(shù)Rr25、年降水強(qiáng)度SDII、異常降水總量R95P、連續(xù)無(wú)雨日數(shù)CDD、連續(xù)降水日數(shù)CWD、年降水量PRCPTOT的UF線分別于1978～2004年(1996、1997年都為0.19)、1978～1995年(1992年為0.006)、1978～1995年(1993年為0.03)、1978～1989年、1978～1996年(1987年為0.33)、1978～2004年(2000年為0.33)處于零線以下或附近、臨界直線內(nèi),呈減少趨勢(shì),趨勢(shì)不顯著;分別于2005年、2005年、2004年、1989年、1996年、2004年后處于零線以上,整體上呈上升趨勢(shì).Rr25、SDII、R95P、CDD、CWD、PRCPTOT的UF和UB線在兩臨界線間存在交點(diǎn),可能突變年份分別為2004年、2004年(顯著)、2004年、2003年和2013年(顯著)、2003年(顯著)、2004年.

圖5 天福廟水庫(kù)雨量站極端降水指數(shù)M-K曲線

4 結(jié) 論

本文基于黃柏河流域1978～2016年逐日降水量資料,計(jì)算了大雨日數(shù)Rr25、年降水強(qiáng)度SDII、異常降水總量R95P、連續(xù)無(wú)雨日數(shù)CDD、連續(xù)降水日數(shù)CWD、年降水量PRCPTOT,利用滑動(dòng)平均法、Sen's斜率估計(jì)、Kendall秩次相關(guān)檢驗(yàn)法、Pettitt法和Mann-Kendall法分析了各指數(shù)的趨勢(shì)性和突變性,研究黃柏河流域極端降水變化特性.主要結(jié)果如下：

1)兩雨量站極端降水指數(shù)多年平均值除PRCPTOT相差較大外,其他極端降水指數(shù)多年平均值均相差不大.

2)多年來(lái)兩雨量站Rr25變化趨勢(shì)不明顯,尚家河水庫(kù)雨量站PRCPTOT呈現(xiàn)下降趨勢(shì),天福廟水庫(kù)雨量站PRCPTOT呈現(xiàn)上升趨勢(shì),其變化趨勢(shì)與尚家河水庫(kù)雨量站R95P呈下降趨勢(shì),天福廟水庫(kù)雨量站R95P呈上升趨勢(shì)相對(duì)應(yīng).

3)兩雨量站的CDD、CWD和SDII整體上呈下降趨勢(shì),且CDD和CWD下降趨勢(shì)在置信水平0.05內(nèi)顯著.

4)兩雨量站極端降水指數(shù)在1978～1990年左右呈下降趨勢(shì).天福廟水庫(kù)雨量站大部分極端降水指數(shù)在2000年以后呈上升趨勢(shì).尚家河水庫(kù)雨量站Rr25、SDII、R95P、CDD、CWD、PRCPTOT 分別在2004年、2012年、2006 年、2011 年、1995 年、2014 年發(fā)生突變.天福廟水庫(kù)雨量站極端降水指數(shù)分別在2005年、2004年、2005 年、2003 年、2003 年、2005 年左右發(fā)生突變.

上述結(jié)果表明黃柏河流域極端降水指數(shù)多年平均值在空間上變化不大,這是由于黃柏河流域面積較小,位于上游的尚家河水庫(kù)和下游的天福廟水庫(kù)氣候條件基本相同;年降水量的變化和異常降水總量的變化有關(guān),兩者變化趨勢(shì)相同,這是由于異常降水總量是年內(nèi)日降水量高于95%閾值降水量之和,在年降水量中所占比例較大;多年降水年內(nèi)分布逐漸均勻,發(fā)生洪澇災(zāi)害的可能性減小;尚家河水庫(kù)雨量站和天福廟水庫(kù)雨量站極端降水指數(shù)在1978～1990年左右都呈下降趨勢(shì),兩雨量站大部分極端降水指數(shù)在2003～2006和2011～2014年左右發(fā)生突變,這可能是受到近年來(lái)全球氣候變化及人類活動(dòng)的影響.