許美嬌，程學(xué)俊，權(quán) 全，嚴(yán)登華，張飛躍

(1.西安理工大學(xué)，陜西 西安 710048； 2.中國華能集團(tuán)有限公司，北京 100031；3.中國水利水電科學(xué)研究院 水資源研究所，北京 100038)

徑流作為水循環(huán)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，是水量平衡的基本要素，也是流域水資源的重要組成部分。河川徑流量的演變特征及其對氣候變化和人類活動的響應(yīng)問題一直備受學(xué)者們關(guān)注。劉蕊蕊[1]以渭河流域?yàn)檠芯繀^(qū)，分析徑流變化的影響因素，結(jié)果表明氣候變化對徑流變化的貢獻(xiàn)較大，為59.4%；王國慶等[2]利用水文模擬途徑定量評估氣候變化及人類活動對黃河流域河川徑流變化的影響程度，結(jié)果顯示人類活動對徑流變化的影響占比在70%以上。

黃河源區(qū)徑流屬典型的寒區(qū)徑流，其變化直接或間接地受到降水、氣溫等氣候因素的影響。隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人類引水量迅速增加，黃河源區(qū)年徑流量日益減少，導(dǎo)致沿線區(qū)域水資源緊張，因此深入研究黃河源區(qū)徑流的演變特征及影響因素十分必要。本研究以黃河源區(qū)為研究區(qū)，根據(jù)源區(qū)1960—2019年徑流、降水及氣溫觀測資料，采用Mann-Kendall(以下簡稱“M-K”)檢驗(yàn)法分析其變化趨勢及突變點(diǎn)，Morlet小波分析法識別變化周期，累積量斜率變化率法結(jié)合相關(guān)性分析結(jié)果計(jì)算各因子的貢獻(xiàn)率，確定氣候因素及人類活動對黃河源區(qū)徑流量變化的貢獻(xiàn)率，希望能為黃河源區(qū)生態(tài)保護(hù)及水資源合理規(guī)劃提供依據(jù)。

1 研究區(qū)概況

黃河源區(qū)位于青藏高原東北部(32°20′～36°10′N、95°50′～103°30′E)，流域面積僅12.2萬km2，但產(chǎn)流量占黃河流域總量的35%以上，是黃河流域主要的產(chǎn)流區(qū)[3-4]。屬高原高寒氣候區(qū)，降水主要集中在夏季和秋季，年均氣溫-4 ℃左右，一般僅5—9月日平均氣溫在0 ℃以上，年氣溫差異較小，但早晚溫差大[5-6]。

2 研究數(shù)據(jù)與方法

本研究選用黃河源區(qū)1960—2019年唐乃亥水文站的徑流數(shù)據(jù)，同時選取源區(qū)內(nèi)及附近的班瑪、達(dá)日、貴南、河南等17個氣象站的氣溫及降水?dāng)?shù)據(jù)，利用ArcGIS插值成整個源區(qū)的面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

(1)M-K趨勢及突變檢驗(yàn)。M-K檢驗(yàn)是一種非參數(shù)檢驗(yàn)法，適用于任何分布的時間序列且不受少數(shù)干擾值的影響[7]。本研究根據(jù)文獻(xiàn)[8-9]，采用M-K檢驗(yàn)法分析黃河源區(qū)徑流、降水及氣溫序列的變化趨勢及突變點(diǎn)。

(2)Morlet小波分析。在進(jìn)行周期分析時，相比于其他的小波分析方法，Morlet小波分析在時域和頻域方面都有很好的局部化特性，因此被廣泛應(yīng)用于水文、氣象等時間序列的周期性分析[10-11]。本研究采用Morlet小波分析方法識別黃河源區(qū)徑流、降水及氣溫序列的變化周期。

(3)累積量斜率變化率方法?？紤]到用多元回歸方法確定貢獻(xiàn)率時由于影響因素的權(quán)重賦值不同，得到的結(jié)果大多相差較大的問題[12]，本研究結(jié)合相關(guān)性分析及累積量斜率變化率方法來計(jì)算各因子的貢獻(xiàn)率。具體計(jì)算公式分別為

KQ=(Kb-Ka)/Ka×100%

(1)

KP=(KPb-KPa)/KPa×100%

(2)

KE=(KEb-KEa)/KEa×100%

(3)

ηP=KP/KQ×100%

(4)

ηE=KE/KQ×100%

(5)

ηc=ηp+ηE

(6)

ηh=100-ηc

(7)

上式中：KQ、KP、KE分別為累積徑流量、降水量、蒸發(fā)量(由氣溫變化引起)斜率變化率，%；Ka、Kb分別為基準(zhǔn)期和變化期的累積徑流斜率，億m3/a；KPa、KPb、KEa、KEb分別為基準(zhǔn)期和變化期的累積降水斜率、累積蒸發(fā)斜率，mm/a；ηp、ηE分別為降水和蒸發(fā)變化對徑流量變化的貢獻(xiàn)率，%；ηc、ηh分別為氣候變化及人類活動對徑流量變化的貢獻(xiàn)率，%。

3 結(jié)果與分析

3.1 徑流特征分析

(1)趨勢及突變分析。1960—2019年黃河源區(qū)徑流量變化趨勢見圖1。從5 a滑動平均過程線可知，源區(qū)徑流量整體呈下降趨勢，線性斜率為-0.329 4億m3/a，其中：1960—2002年徑流量呈下降趨勢，線性斜率為-0.988 6億m3/a；2003—2019年徑流量呈顯著上升趨勢，線性斜率為4.909 8億m3/a；最大年徑流量出現(xiàn)在1989年，最小年徑流量出現(xiàn)在2002年，兩者相差221.30億m3。徑流量M-K檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-1.103 4，呈不顯著下降趨勢，這與線性趨勢的結(jié)果相一致。徑流量M-K突變檢驗(yàn)結(jié)果見圖2，可見徑流序列發(fā)生突變的年份為1987年，這與商瀅等[7]的研究結(jié)果基本一致。

圖1 1960—2019年黃河源區(qū)徑流量變化趨勢

圖2 1960—2019年黃河源區(qū)徑流量M-K突變檢驗(yàn)

(2)徑流周期分析。1960—2019年黃河源區(qū)徑流周期變化特征見圖3。由圖3(a)可知，整個階段只存在1個豐枯變化，即在1960—1990年經(jīng)過1個豐水期，隨后1991—2019年過渡為枯水期，時間尺度為60 a。另外，在1960—1982年存在20 a周期變化，在1983—2019年存在18 a周期變化，且交替變化明顯。由圖3(b)可知，在整個時間尺度上小波方差存在2個明顯的峰值，最大峰值出現(xiàn)在38 a的時間尺度上，為第一主周期。

圖3 1960—2019年黃河源區(qū)徑流周期變化特征

3.2 徑流影響因素分析

3.2.1 降水特征分析

(1)趨勢及突變分析。1960—2019年黃河源區(qū)降水量變化趨勢見圖4。由5 a滑動平均過程線可以看出，源區(qū)年降水量整體波動不大，線性斜率為0.923 0 mm/a，整體呈上升趨勢。1960—2019年降水量變化過程可以劃分成4個階段：第一階段為1960—1971年，降水量以5.311 9 mm/a的速率下降，該階段下降趨勢最為顯著；1972—1983年為第二階段，降水量呈顯著上升趨勢，線性斜率為4.659 5 mm/a；1984—2002年降水量緩慢下降；2003—2019年為降水量緩慢上升階段。由表1可知，源區(qū)降雨量M-K檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為1.843 2，說明降水量呈顯著上升趨勢，這與圖4中線性趨勢結(jié)果一致。17個站點(diǎn)中只有河南站、久治站、瑪曲站、澤庫站及郎木寺站呈下降趨勢(郎木寺站下降趨勢顯著)，其余均為上升趨勢。降水量M-K突變檢驗(yàn)結(jié)果如圖5所示，可見源區(qū)降水序列的突變年份出現(xiàn)在2017年。

圖4 1960—2019年黃河源區(qū)降水量變化趨勢

圖5 1960—2019年黃河源區(qū)降水量M-K突變檢驗(yàn)

表1 1960—2019年黃河源區(qū)降水量M-K檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值

(2)降水周期分析。黃河源區(qū)降水周期變化特征見圖6。由圖6(a)可知，整個階段由28～32 a尺度貫穿始終，由以1970年為中心的少水期逐漸過渡到以2015年為中心的多水期，期間共經(jīng)歷2個交替變化，其中1960—1975年、1990—2005年為少水年，1976—1989年、2006—2019年為多水年。在1960—1987年以8 a尺度為周期，但從1991年開始一直到2017年左右均以11 a尺度為顯著周期變化。由圖6(b)可知，源區(qū)年降水量小波方差存在3個峰值，時間尺度分別對應(yīng)為4、7、30 a，其中30 a尺度對應(yīng)最大峰值，作為源區(qū)降水量第一主周期。

圖6 黃河源區(qū)降水周期變化特征

3.2.2 氣溫特征分析

(1)趨勢及突變分析。1960—2019年黃河源區(qū)氣溫變化趨勢見圖7。由5 a滑動平均過程線可以看出，源區(qū)平均氣溫以0.055 1 ℃/a的速率緩慢上升，多年平均氣溫為-0.83 ℃，其中氣溫最高值出現(xiàn)在2016年，為1.12 ℃，最低氣溫出現(xiàn)在1983年，為-2.69 ℃。整個序列只有1974—1984年呈不顯著下降趨勢，線性斜率僅為-0.017 7 ℃/a，其他年份均呈上升趨勢。源區(qū)氣溫M-K檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為7.353 8，說明年均氣溫逐漸升高，且趨勢顯著。17個站點(diǎn)中除河南站呈不顯著下降趨勢外，其余站點(diǎn)均呈現(xiàn)顯著上升趨勢。氣溫M-K突變檢驗(yàn)分析結(jié)果見圖8，其中UF及UB曲線交于1999年，但是交點(diǎn)超過顯著水平線，借助啟發(fā)式分割方法來判斷，結(jié)果表明黃河源區(qū)氣溫序列的突變年份為1997年，這與王亞迪等[13-14]研究結(jié)果相一致。

圖7 1960—2019年黃河源區(qū)氣溫變化趨勢

圖8 1960—2019年黃河源區(qū)氣溫M-K突變檢驗(yàn)

(2)氣溫周期分析。采用Morlet小波分析法對黃河源區(qū)氣溫周期變化特征進(jìn)行分析，結(jié)果見圖9。由圖9(a)可知，整個階段只發(fā)生了1個冷暖周期交替變化，其中1960—1990年為偏冷期，1991—2019年為偏暖期，偏冷期以1980年為中心，偏暖期以2010年為中心。在1972—1986年存在著30 a尺度的震蕩周期。由圖9(b)可知，源區(qū)氣溫小波方差僅有1個峰值，故將3 a尺度作為第一主周期。

圖9 1960—2019年黃河源區(qū)氣溫周期變化特征

3.3 徑流影響程度分析

(1)徑流變化與氣候因子的相關(guān)性分析。為了對比分析不同影響因子對徑流變化的影響程度，利用Pearson檢驗(yàn)、Spearman檢驗(yàn)和Kendall檢驗(yàn)3種方法進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果見表2?？梢钥吹?，徑流—降水的3種檢驗(yàn)結(jié)果均為正數(shù)，雖然Kendall系數(shù)低于0.6，但是其余兩種系數(shù)均在0.75以上，這表明兩者相關(guān)關(guān)系很強(qiáng)，即隨著降水的增加，徑流量也變大。與之相反，徑流—?dú)鉁氐?種檢驗(yàn)結(jié)果均為負(fù)數(shù)，尤其是Kendall系數(shù)僅為-0.137，其余兩種系數(shù)絕對值也低于0.2，這表明兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系且相關(guān)性不大，即與降水相比，氣溫對徑流的影響并不顯著。

表2 相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

(2)影響因素貢獻(xiàn)水平分析。引起徑流變化的因素大體上可以分為人類活動及氣候因素兩種。研究結(jié)果表明黃河源區(qū)降水對徑流變化的影響明顯大于氣溫對徑流變化的影響[15]，結(jié)合上文徑流—?dú)鉁氐?種檢驗(yàn)相關(guān)性均不顯著的結(jié)果，本研究中將氣候因素簡化為降水量。

由上文可知源區(qū)徑流突變年份為1987年，以此將時間序列分為基準(zhǔn)期(1960—1986年)和變化期(1987—2019年)。黃河源區(qū)累積徑流量、降水量隨年份的變化曲線見圖10，基準(zhǔn)期和變化期的累積徑流量關(guān)系斜率分別為219.64億、184.40億m3/a。斜率下降，表明源區(qū)徑流量呈現(xiàn)下降趨勢，與上文結(jié)果相一致?；鶞?zhǔn)期和變化期累積降水量關(guān)系斜率分別為517.15、524.97 mm/a，斜率上升，表明源區(qū)降水量呈現(xiàn)上升趨勢，也與上文結(jié)果相一致。計(jì)算可知，KQ=-16.04%，KP=1.51%，ηP=9.42%，ηh=90.58%，說明氣候變化和人類活動對徑流變化的影響占比分別為9.42%和90.58%。這表明人類活動是影響黃河源區(qū)徑流變化的主導(dǎo)因素。

圖10 1960—2019年黃河源區(qū)累積徑流量、降水量變化曲線

4 結(jié) 語

利用M-K趨勢及突變檢驗(yàn)、Morlet小波分析、累積量斜率變化率等方法對1960—2019年黃河源區(qū)徑流、降水及氣溫數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)論如下：

(1)1960—2019年黃河源區(qū)徑流量呈不顯著下降趨勢，在1987年發(fā)生突變。降水量以0.923 0 mm/a的速率上升，在2018年降水量達(dá)到最大值，并在2017年發(fā)生突變。氣溫以0.055 1 ℃/a的速率緩慢上升，在1997年發(fā)生突變。

(2)黃河源區(qū)徑流在60 a尺度上經(jīng)過了1個豐水期和1個枯水期，第一主周期為38 a。降水28～32 a尺度周期貫穿始終，共經(jīng)歷了2個多水期和2個少水期，第一主周期為30 a。氣溫整體上只發(fā)生了1個冷暖周期交替變化。

(3)在氣候因素只考慮降水的情況下，人類活動為導(dǎo)致徑流變化的主要因素，其次為氣候因素。