陳曉璐，林建海

(1.海南省水文水資源勘測(cè)局，海南 ?？?570203；2.海南省水利水電勘測(cè)設(shè)計(jì)研究院，海南 ?？?570203)

徑流過(guò)程是水文循環(huán)的重要環(huán)節(jié)，是流域水量平衡方程的重要組成部分。因此，分析徑流特征、研究徑流變化規(guī)律，對(duì)掌握流域地表水資源量、合理開(kāi)發(fā)利用水資源具有重要現(xiàn)實(shí)意義[1]。南渡江流域位于海南省北部，行政區(qū)劃涉及海口、文昌等9個(gè)市、縣，是海南省重要的經(jīng)濟(jì)中心、工業(yè)基地和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基地。然而，現(xiàn)有對(duì)南渡江流域的研究，多集中在生態(tài)環(huán)境方面[2-6]。如2018年，余梵冬等基于魚(yú)類(lèi)生物完整性指數(shù)IBI構(gòu)建了兩套評(píng)價(jià)體系，分別評(píng)價(jià)了南渡江的局部健康狀況及其與歷史的差異[7]；2016年，許棟等在求解河流二維淺水方程的基礎(chǔ)上，構(gòu)建水生態(tài)動(dòng)力數(shù)學(xué)模型，探討浮游植物、浮游動(dòng)物等生物量信息隨空間和流量的變化趨勢(shì)[8]；2014年，劉賢詞等通過(guò)對(duì)南渡江的生態(tài)環(huán)境調(diào)查，提出流域管理和保護(hù)對(duì)策[9]。而對(duì)南渡江徑流特征分析和時(shí)序變化研究的成果少有報(bào)道。本文在海南省實(shí)行最嚴(yán)格水資源管理制度的背景下，對(duì)南渡江干流的徑流特征及變化趨勢(shì)進(jìn)行分析研究，為南渡江流域的經(jīng)濟(jì)中心、工農(nóng)業(yè)基地的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)水資源的需求及南渡江流域綜合規(guī)劃提供理論依據(jù)。

1 研究區(qū)概況

1.1 流域概況

南渡江是海南島第一大河流，流域位于東經(jīng)109°12′～110°35′、北緯18°56′～20°05′之間，呈狹長(zhǎng)形。干流發(fā)源于白沙縣南峰山，地勢(shì)西南高東北低，流經(jīng)白沙、瓊中、儋州、澄邁、屯昌、定安、瓊山至海口市三聯(lián)村匯入瓊州海峽，支流伸展到臨高、文昌等市縣。干流全長(zhǎng)334 km，流域面積7 033 km2，占海南島總面積的20.6%。干流總落差703 m，平均坡降0.72‰，流域平均寬度21 km。流域內(nèi)氣候溫和，雨量充沛，臺(tái)風(fēng)頻繁。降雨量自上游向下游遞減，南部多于北部。5—10月為雨季，降雨量占全年降雨量的85%，臺(tái)風(fēng)帶來(lái)暴雨致使中下游兩岸平原地區(qū)洪水泛濫；11月至次年4月為旱季，降雨量?jī)H占全年的15%，常發(fā)生春旱。

1.2 水文測(cè)站分布情況

1954年，南渡江干流上設(shè)立龍?zhí)琳?，興建松濤水庫(kù)后，1959年先后在入庫(kù)的干流上設(shè)立福才水文站及庫(kù)區(qū)南豐水文站，至2015年設(shè)立邁灣水利樞紐工程臨時(shí)水文觀(guān)測(cè)站。各站點(diǎn)信息見(jiàn)表1，分布情況見(jiàn)圖1。

1.3 數(shù)據(jù)選用

本次研究，選用南渡江干流上水文站點(diǎn)的徑流長(zhǎng)序列資料?？紤]到南渡江邁灣站為工程臨時(shí)觀(guān)測(cè)站，設(shè)站時(shí)間短，水文序列不足30 a，不具有代表性，不足以支撐研究成果；而松濤水庫(kù)(南豐)站整理成冊(cè)的僅有1966、1987、1993年3 a的徑流資料，故本次研究不采用以上兩站點(diǎn)數(shù)據(jù)，僅選用福才及龍?zhí)琳?個(gè)站點(diǎn)。且福才站與龍?zhí)琳痉謱倌隙山闪鞯纳舷掠危?個(gè)站點(diǎn)間的徑流變化，可大致表征變化環(huán)境下南渡江流域的徑流演變情況。

表1 南渡江干流各水文站點(diǎn)信息

圖1 南渡江干流水文站點(diǎn)分布

綜上，本次研究選取福才及龍?zhí)?個(gè)站點(diǎn)1959—2018年逐月的實(shí)測(cè)徑流資料，經(jīng)整理后形成1959—2018年共計(jì)60 a的年均徑流長(zhǎng)序列。

2 研究方法

本次研究采用統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)南渡江干流福才、龍?zhí)?站點(diǎn)的徑流年內(nèi)分配、年際變化及不同年代年均徑流的變化進(jìn)行分析，選用皮爾遜Ⅲ型(P-Ⅲ型)分布[10-12]適配經(jīng)驗(yàn)頻率曲線(xiàn)，并計(jì)算極值概率。最后選用Mann-Kendall法[13-17]對(duì)年均徑流變化的趨勢(shì)和突變進(jìn)行研究分析，并用滑動(dòng)t-檢驗(yàn)[13,17,20]對(duì)突變結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.1 皮爾遜Ⅲ型(P-Ⅲ型)分布

英國(guó)生物學(xué)家皮爾遜通過(guò)很多資料的分析研究，提出一種概括性的曲線(xiàn)族，包括13種分布曲線(xiàn)，其中第Ⅲ型曲線(xiàn)被引入水文計(jì)算中，成為當(dāng)前水文計(jì)算中常用的頻率曲線(xiàn)。

皮爾遜Ⅲ型(P-Ⅲ型)曲線(xiàn)是一條一端有限一端無(wú)限的不對(duì)稱(chēng)單封曲線(xiàn)，數(shù)學(xué)上稱(chēng)為三參數(shù)伽瑪分布，其概率密度函數(shù)為：

(1)

式中Γ(α)——α的伽瑪函數(shù)；α、β、a0——P-Ⅲ型分布的形狀、尺度和位置參數(shù)，α>0，β>0。

(2)

(3)

(4)

2.2 Mann-Kendall法[17-18]

在時(shí)間序列趨勢(shì)分析中,Mann-Kendall法是世界氣象組織推薦并已廣泛使用的非參數(shù)檢驗(yàn)方法, 最初由Mann 和Kendall 提出。近年來(lái)，Mann-Kendall法不斷被越來(lái)越多的學(xué)者應(yīng)用在降水、徑流、氣溫和水質(zhì)等要素時(shí)間序列的趨勢(shì)變化分析中，其優(yōu)點(diǎn)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，檢測(cè)范圍廣，定量化程度高，適用于水文、氣象等非正態(tài)分布的類(lèi)型變量和順序變量，計(jì)算也比較簡(jiǎn)便。

2.3 滑動(dòng)t-檢驗(yàn)

計(jì)算過(guò)程中采用滑動(dòng)的方法連續(xù)設(shè)置基準(zhǔn)點(diǎn)，依次按上式計(jì)算統(tǒng)計(jì)量t值。由于進(jìn)行滑動(dòng)的連續(xù)計(jì)算，可得到統(tǒng)計(jì)量序列ti,i=1,2,…,n-(n1+n2)+1。

其中

(6)

計(jì)算得到的t值服從ν=n1+n2-2的t分布。

基準(zhǔn)點(diǎn)前后兩子序列的長(zhǎng)度一般取相同長(zhǎng)度，即n1=n2。給定顯著性水平α，查t分布表得到臨界值tα,若|ti|

3 研究成果

3.1 徑流特征分析

3.1.1徑流的年內(nèi)分配

受季風(fēng)氣候影響，南渡江流域全年徑流相對(duì)集中，出現(xiàn)顯著的干、濕兩季。由圖2可知，最大月平均流量出現(xiàn)在10月，其徑流量占全年徑流總量的23.72%(福才站)、21.65%(龍?zhí)琳?；最小月平均流量出現(xiàn)在3月，其徑流量占全年徑流總量的1.12%(福才站)、2.34%(龍?zhí)琳?。兩站最大月及最小月徑流量占全年徑流總量的比重基本一致。

圖2 福才、龍?zhí)琳驹缕骄髁?/p>

月平均流量的豐枯比為21.09(福才站)、9.25(龍?zhí)琳?。由此可見(jiàn)，在年內(nèi)分配方面，龍?zhí)琳镜脑戮髁糠植驾^福才站更均勻，變化幅度更小。汛期(5—10月)，福才站徑流量占全年徑流總量的82.85%，與南渡江雨季(5—10月)降雨量占全年降雨量的85%的分配趨勢(shì)基本相符。龍?zhí)琳?—10月的徑流量占全年徑流總量的76.29%，與福才站的雨季降雨量比重稍有差異。

3.1.2徑流的年際變化

由圖3可知，整體來(lái)看，福才、龍?zhí)羶烧军c(diǎn)自1959年以來(lái)年均流量均有微略下降趨勢(shì)。其中，福才站年均流量趨勢(shì)線(xiàn)y=-0.0184x+16.112，龍?zhí)琳灸昃髁口厔?shì)線(xiàn)y=-0.1316x+182.92，可見(jiàn)福才站的年均流量下降趨勢(shì)大于龍?zhí)琳尽?/p>

圖3 福才、龍?zhí)琳?959—2018年均流量

在年際分布方面，福才站年均流量的最大值出現(xiàn)在1964年，為34.39 m3/s；最小值出現(xiàn)在1969年，為3.73 m3/s；年均流量豐枯比為9.22。龍?zhí)琳灸昃髁康淖畲笾党霈F(xiàn)在1973年，為294.33 m3/s；最小值出現(xiàn)在2015年，為70.49 m3/s；年均流量豐枯比為4.18。由此可知，受福才-龍?zhí)羺^(qū)間變化環(huán)境及人類(lèi)活動(dòng)的影響，龍?zhí)琳玖髁康哪觌H分布較福才站更均勻，變化幅度更小。

對(duì)兩站點(diǎn)年均徑流資料由大至小進(jìn)行排頻。在福才站年均徑流最大值的1964年，龍?zhí)琳鞠鄳?yīng)年均流量為292.59 m3/s，頻率為3.28%，屬長(zhǎng)系列資料中第二大值。在龍?zhí)琳灸昃髁孔畲笾档?973年，福才站相應(yīng)年均流量為31.84 m3/s，頻率為3.28%，屬長(zhǎng)系列資料中第二大值?？梢?jiàn)在最大值方面，福才站與龍?zhí)琳净驹谙嗤哪攴堇锍尸F(xiàn)相同的徑流極值變化規(guī)律。這是由于在豐水年，上游來(lái)水多，上游來(lái)水與福才-龍?zhí)羺^(qū)間的來(lái)水總量能充分滿(mǎn)足區(qū)間內(nèi)的用水需求，故留在河道里的沒(méi)有被利用的水量，隨著上游來(lái)水的增多而增多。而在福才站年均流量最小值出現(xiàn)的1969年，龍?zhí)琳鞠鄳?yīng)年均流量為91.19 m3/s，頻率為90.16%。在龍?zhí)琳灸昃髁孔钚≈档?015年，福才站相應(yīng)年均流量為4.70 m3/s，頻率為96.72%。這是由于在枯水年，上游來(lái)水少，上游來(lái)水與福才-龍?zhí)羺^(qū)間的來(lái)水總量無(wú)法滿(mǎn)足區(qū)間的用水需求，需要用區(qū)間水庫(kù)進(jìn)行用水調(diào)蓄，因而在留在河道里沒(méi)有被利用的水量與上游來(lái)水的水量變化存在差異。

3.1.3不同年代年均流量的變化

將福才、龍?zhí)羶烧镜拈L(zhǎng)序列資料按1959—1969、1970—1979、1980—1989、1990—1999、2000—2009、2010—2018年劃分為6個(gè)年代，分別統(tǒng)計(jì)各年代年均流量，得到圖4，并分別與兩站多年平均(1959—2018年)流量相比較。

圖4 不同年代福才、龍?zhí)琳灸昃髁?/p>

在6個(gè)年代中，福才站與龍?zhí)琳境尸F(xiàn)了完全一致的徑流變化規(guī)律。年均流量的最大值均出現(xiàn)在1970—1979年，福才站為18.55 m3/s，龍?zhí)琳緸?95.89 m3/s；最小值出現(xiàn)在1990—1999年，福才站為13.97 m3/s，龍?zhí)琳緸?69.40 m3/s。由此可推證，自1959年來(lái)，20世紀(jì)70年代南渡江流域徑流最為豐沛，而20世紀(jì)90年代南渡江流域徑流最為枯少。

將福才、龍?zhí)羶烧静煌甏哪昃髁颗c多年平均(1959—2018年)流量進(jìn)行比較，計(jì)算各站點(diǎn)不同年代年均流量距平值，得到圖5。

圖5 不同年代福才、龍?zhí)琳灸昃髁烤嗥街?/p>

除1970—1979、2010—2018年外，在1959—2018年的6個(gè)年代中，福才、龍?zhí)羶烧酒溆?個(gè)年代的年均流量均較多年平均流量小。除出現(xiàn)年均流量最大值的20世紀(jì)70年代及出現(xiàn)年均流量最小值的90年代外，其余年代福才、龍?zhí)羶烧镜哪昃髁烤c多年平均流量較為接近。

3.2 流量長(zhǎng)期分布與變化趨勢(shì)

3.2.1P-Ⅲ型分布

采用矩法對(duì)福才、龍?zhí)羶烧?959—2018年的徑流長(zhǎng)序列資料進(jìn)行統(tǒng)計(jì)參數(shù)估計(jì)，計(jì)算得到福才站Ex值為15.75 m3/s，Cv值為0.43；龍?zhí)琳綞x值為180.75 m3/s，Cv值為0.33。由此可見(jiàn)，福才站值較龍?zhí)琳敬?，表明福才站的徑流長(zhǎng)序列資料較龍?zhí)琳倦x散程度大，徑流變化更明顯。這也與前文根據(jù)兩站點(diǎn)月平均流量豐枯比及年均流量豐枯比的研究結(jié)果相符。

選用計(jì)算得到的值，采用目估適線(xiàn)法估計(jì)頻率曲線(xiàn)，根據(jù)頻率曲線(xiàn)與經(jīng)驗(yàn)點(diǎn)據(jù)的配合情況選擇擬合程度最好的曲線(xiàn)，確定擬合度福才站0.95、龍?zhí)琳?.97，點(diǎn)線(xiàn)匹配效果較好，得到福才、龍?zhí)羶烧军c(diǎn)P-Ⅲ型頻率曲線(xiàn)見(jiàn)圖6、7。

圖6 福才站P-Ⅲ型頻率曲線(xiàn)

圖7 龍?zhí)琳綪-Ⅲ型頻率曲線(xiàn)

根據(jù)擬合得到的頻率曲線(xiàn)，計(jì)算福才、龍?zhí)羶烧静煌噩F(xiàn)期流量見(jiàn)表2，典型年流量見(jiàn)表3。

表2 福才、龍?zhí)琳静煌噩F(xiàn)期流量

表3 福才、龍?zhí)琳镜湫湍炅髁?m3/s

3.2.2趨勢(shì)研究及突變檢驗(yàn)

依據(jù)Mann-Kendall法計(jì)算福才、龍?zhí)羶烧?959—2018年徑流長(zhǎng)序列資料的UFk和UBk值，選取顯著性水平α=0.05，則臨界值u0.05=±1.96，見(jiàn)圖8、9。

圖8 福才站年均流量Mann-Kendall統(tǒng)計(jì)量曲線(xiàn)

圖9 龍?zhí)琳灸昃髁縈ann-Kendall統(tǒng)計(jì)量曲線(xiàn)

由圖8、9中的UF曲線(xiàn)可見(jiàn)，在1964年，福才、龍?zhí)羶烧镜闹稻笥?且超過(guò)了置信線(xiàn)，表明在1964年，兩站的年均流量呈現(xiàn)顯著上升趨勢(shì)。在1959—1986年共計(jì)28 a中，除1969年的年均流量呈下降趨勢(shì)外，其余年份均呈上升趨勢(shì)，但僅在1964年有顯著上升趨勢(shì)。兩站在1986年后，年均流量基本保持不顯著的下降趨勢(shì)。相對(duì)來(lái)看，1986年后，龍?zhí)琳救杂袀€(gè)別年份的年均流量呈微略上升趨勢(shì)，故整體而言，福才站年均流量的下降趨勢(shì)較龍?zhí)琳靖语@著，這也與前文的趨勢(shì)分析結(jié)果相符。

根據(jù)圖8、9中福才、龍?zhí)羶烧灸昃髁康腢F與UB曲線(xiàn)，兩站在1959—2018年內(nèi)并未出現(xiàn)突變點(diǎn)。為提高突變檢驗(yàn)的精確度，引入滑動(dòng)-檢驗(yàn)對(duì)福才、龍?zhí)羶烧镜哪昃髁块L(zhǎng)序列資料進(jìn)行突變檢驗(yàn)。

選取子序列長(zhǎng)度n1=n2=10,給定顯著性水平α=0.5，按t分布自由度v=n1+n2-2=18，查表可知t0.05=±2.101。將計(jì)算得到的t統(tǒng)計(jì)量序列和t0.05=±2.101繪成圖10。

圖10 福才、龍?zhí)琳净瑒?dòng)統(tǒng)計(jì)量曲線(xiàn)

圖10所示，選取子序列長(zhǎng)度為10，則福才、龍?zhí)羶烧灸昃髁康幕瑒?dòng)t統(tǒng)計(jì)量在1968—2008年的基準(zhǔn)年內(nèi)呈現(xiàn)基本一致的變化趨勢(shì)，且并未出現(xiàn)突變。表明自1959年來(lái)，福才、龍?zhí)羶烧灸昃髁侩m稍顯下降趨勢(shì)，但未出現(xiàn)突變，徑流年均變化較為平緩。

4 結(jié)論

通過(guò)對(duì)南渡江干流福才、龍?zhí)羶烧?959—2018年的徑流長(zhǎng)序列資料進(jìn)行分析與研究，可以得出以下結(jié)論。

a) 南渡江流域系顯著的熱帶季風(fēng)氣候，有明顯的干濕兩季，徑流的年內(nèi)分布相對(duì)集中。汛期(5—10月)徑流量占全年徑流總量約80%，月均流量最大值出現(xiàn)在10月，最小值出現(xiàn)在3月。由此可知，南渡江流域汛期防洪任務(wù)重，做好臺(tái)風(fēng)季洪水預(yù)警預(yù)報(bào)及防御春旱是南渡江流域水文工作的重要內(nèi)容之一。

b) 在年際變化方面，整體而言，南渡江干流的流量在1964年出現(xiàn)顯著的上升趨勢(shì)，但自1986年后，流量稍有減少，呈現(xiàn)不顯著的下降趨勢(shì)。且自1959年來(lái)，徑流年均變化較為平緩，并未出現(xiàn)突變。由此可知，南渡江流域的流量維持在一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的范圍內(nèi)，未出現(xiàn)較大變化，受人類(lèi)活動(dòng)影響不大。