基于空间尺度的水文变异重点区域识别

基于空间尺度的水文变异重点区域识别

近年来，由于世界气候变化过程、人类活动大规模变化的影响，流域或区域水循环和水资源形成的物理条件发生了很大变化，导致用于评价水资源的水文资源序列的同步性统计数据发生了显著变化，导致水资源变化。水资源作为基本自然资源和战略经济资源，是支持社会可持续发展、保持生态平衡、保持环境良好的重要基础。随着人口的增加和经济的快速发展，人类对该领域的转型过程迅速，水资源的变化也更加突出。这不仅加剧了水源和水的矛盾，而且给区域社会和经济带来了潜在的影响。此外，还应采取适当的措施，避免资源变化对区域社会和经济的影响。造成水文变异的原因多种多样,也有很多学者采用不同的方法对水文变异的主因进行分析.2002年,罗先香等利用灰色关联度分析了各种影响因子与流域地表径流非线性、不确定性的关系;XuJiongxin于2005年对过去50年黄河入海量进行分析,分别得到取用水、降水、气温和水保措施对其减少的贡献率,其中取用水和降水量的贡献率较大,分别为41.3%和40.8%;2007年,刘燕等利用特征值比对法,从降雨径流变化特征入手,对渭河流域的径流变化原因进行了分析;次年,李雯利用多元线性回归模型,分析了气温、降水和蒸发的关系,并得到了年径流与降水量关联度最大;2010年,张淑兰等利用降水-径流的双累计曲线,定量估算了人类活动和降水量变化对泾河上游年径流的贡献,得出结论,人类活动在不同时段引起径流增加或减少.为了更好地从物理意义上揭示水资源变异的原因,也有很多学者从模型模拟的角度进行探索.邱国玉等于2008年利用SWAT流域水文模型模拟不同的情景,定量区分气候和土地利用/覆被变化对流域径流的影响方式和程度;2010年,谢平等在无定河流域的水文水资源效应分析中,利用WHMLUCC模型对径流变化的影响因素作了定量的分析.从上述分析中可以看出,目前关于水文变异主因的研究,主要围绕在利用统计途径或模型模拟的方法,对自然因素和人为因素的定性或定量区分上.将水资源变异的影响因素归结为自然因素和人为因素有其合理性,但对于出现水资源变异的地区而言,自然因素和人为因素往往相互交织,很难严格区分开来.同时,即使可以准确地得出不同影响因素的比例,对于变化环境下水资源工作的指导作用也相对有限.水资源具有时间和空间的双重属性,水资源变异问题不仅体现在年际、季度、丰枯水期、逐月等时间尺度上,也体现在地理分区、行政分区和水资源分区等空间尺度上.因此,可以从时间尺度和空间尺度上对水文序列变异的主因进行分析,这样可以将自然因素和人为因素按照新的尺度统一进行分析,得到的结果也可以突出引起水资源变异的时间和空间上的重点时段和区域,将对当地水资源变异对策、水资源利用等工作,起到更好的指导作用.由于受篇幅限制,本文主要对水文变异的空间尺度主因分析方法进行阐述.1空间尺度上的嵌套关系由于需要在出现变异的水文序列中,寻找其变异在空间尺度的主因,因此,所采用的水文序列,必须要满足空间上的嵌套关系,即地理分区、行政分区、水资源分区等空间尺度上的包含与被包含关系.1.1水文序列变异诊断方法水文序列包括确定性成分和随机性成分,而确定性成分则包括周期、趋势和跳跃成分.如果水文序列与周期、趋势和跳跃成分无关,则它是平稳的时间序列,表明整个水文序列具有相同的物理成因,其统计规律满足一致性,即分布形式(如P-Ⅲ型)和分布参数(如均值、变差系数和偏态系数等)在整个序列时间范围内均保持不变,这种情况下水文序列只在均值上下随机波动,而无统计规律的变化;否则,水文序列就是非平稳的,表明影响水文序列的物理成因发生了变化,其统计规律是非一致的,即分布形式或(和)分布参数在整个序列时间范围内发生了变化.因此,从统计学的角度,水资源序列变异主要是指水文序列的分布形式或(和)分布参数在整个序列时间范围内发生了显著变化.在水文序列变异诊断方法上,针对不同水资源成分的诊断方法也有所区别,比如诊断跳跃变异的秩和检验法、有序聚类法等,诊断趋势变异的Spearman秩次相关检验法、Kendall秩次相关检验法等.2010年,谢平提出了用于水文水资源序列变异诊断的水文变异诊断系统,该系统主要考虑了趋势和跳跃两种变异形式,由初步诊断、详细诊断和综合诊断3个部分组成,不仅可以从整体上识别与检验时间序列变异及其变异程度(无变异、弱变异、中变异、强变异、巨变异),而且可以识别非一致性序列发生变异的形式(趋势、跳跃变异点),检验指标全面,权重赋值客观,诊断结果可信.该系统解决了传统检验方法只能进行单一变异形式的识别,不能从整体上识别与检验时间序列变异及其变异程度;跳跃变异中单一检验方法有时检验结果不合理、多种检验方法常常检验结果不一致.初步诊断部分采用过程线法、滑动平均法、Hurst系数法对序列变异进行检验,判断序列是否存在变异,如果判断结果为不存在变异,则转入成因调查分析,对结果进行确认;如存在变异,则转入详细诊断部分.详细诊断部分采用多种变异检验方法对序列进行变异判断,分别对序列的趋势变异、跳跃变异情况进行判断分析.对于趋势变异,采用基于线性趋势相关系数的趋势变异分级法和检验法、Spearman秩次相关检验法和Kendall秩次相关检验法对其进行判断;对于跳跃变异,采用有序聚类法、Lee-Heghinan法、秩和检验法、滑动F检验法、滑动T检验法、游程检验法、最优信息二分割模型、R/S法、Brown-Forsythe、Mann-Kendall、Bayesian方法进行判断,然后进入综合诊断部分.综合诊断部分根据详细诊断结果,对趋势诊断结论进行趋势综合,对跳跃诊断结论进行跳跃综合.根据效率系数评价水文序列与趋势成分或跳跃成分的拟合程度,以效率系数较大者作为变异形式判断的结果.最后结合实际水文调查分析,对变异形式和结论进行确认,从而得到最可能的变异诊断结果.本文采用水文变异诊断系统进行水资源序列的变异诊断.1.2空间尺度的主参数分析在对空间上具有嵌套关系的水文序列进行变异诊断的基础上,进行空间尺度主因分析的方法可以概括为以下几个步骤:1提取过程及方法采用水文变异诊断系统对具有嵌套关系的水文序列进行变异诊断,以诊断结果为基础,结合区域多年平均年径流量占年径流总量的水文要素比例系数,绘制水文序列变异关系图.由于周期成分在年际间相对变化较小,因此,本文重点对趋势和跳跃两种变异形式的关系图绘制方法进行阐述.第1阶段:聚类系统文图变异关系图当水文序列的变异形式均为跳跃时,可根据跳跃点的年份绘制水文序列变异关系图,并参考不同区域占总区域的比例系数大小,可以方便直观地确定不同空间尺度水文序列之间的变异关系.趋势变异与趋势变异的结合跳跃变异和趋势变异是水文序列发生变异的两种形式,二者具有辩证统一的特性,即跳跃变异可以看作为大幅度的趋势变异,而趋势变异也可以看作为多级跳跃变异的合成.因此,当水文序列发生了趋势变异时,可以近似地把趋势变异看作为多级跳跃变异进行处理,在多级跳跃点中选出最显著的变异点,这样就可以把问题转换为跳跃变异的情况进行分析.跳不发的情况当跳跃变异和趋势变异在不同空间尺度的水文序列中均出现的时候,对于趋势变异而言,也将其看做多级跳跃变异并选出最显著的变异点,结合跳跃变异的变异点,同样把问题转换为跳跃变异的情况进行分析.2水文序列变异关系图的计算序列的相关系数是衡量不同序列之间联系程度的有效指标,在绘制水文序列变异关系图的基础上,通过计算不同空间尺度水文序列的相关系数,不仅可以衡量水文序列之间变异的关联程度,同时还可以对水文序列变异在空间尺度的主因进行综合评判.1.3注意所见空间尺度的因变量的确定通过上述方法将引起区域水资源变异的重点区域找到之后,为了验证该结果的合理性,往往还需要针对重点区域进行物理成因的分析,即通过查找相关资料,比如修建水库、旱涝、径流含沙量等资料,从而验证所得出的空间尺度引起水资源序列变异主因在物理成因上的可靠性.在查找相关资料的过程中,要以变异诊断的结果为依据,如果是跳跃变异为主,则主要查询跳跃变异点(即发生跳跃变异的年份)临近年份的相关资料;如果是趋势变异为主,则要以最显著跳跃点为基础,查找尽可能多年份的资料,以便进行趋势方面的分析.2地表水资源量序列的初步分析乌力吉木仁河三级区隶属于辽河区的西辽河二级区,主要是指乌力吉木仁河流域,也称为乌尔吉木伦河流域.区内地势西北高、东南低,整个地区呈不规则的扇形;气候特点是:春季干旱多风,夏季雨量集中,受海洋气候影响较小,是较为典型的温带大陆性季风气候.对乌力吉木仁河三级区1956-2000年(共45年)地表水资源量序列的初步分析发现,其增加的趋势非常显著,这在北方河流径流量普遍锐减的背景下,具有较为突出的特点;同时,该区作为西辽河的上游区域,其水资源序列在空间尺度上的主因分析,对辽河区的水资源规划和可持续开发利用以及防洪等工作,具有非常重要的意义和典型示范作用.按照行政区划的不同,乌力吉木仁河三级区又分为5个四级区,分别是赤峰、通辽、兴安盟、锡林郭勒盟和白城,其概况如表1所示.为了分析乌力吉木仁河三级区水资源序列变异在空间尺度上的主因,本文选用乌力吉木仁河三级区及其四级区赤峰、通辽、兴安盟、锡林郭勒盟和白城1956-2000年(共45年)的地表水资源量序列(即年径流深序列),在分析其变异形式及变异程度的基础上,建立空间尺度上的变异关系,结合同级和不同级区域之间水资源序列的相关系数,综合判断空间尺度上导致乌力吉木仁河三级区水资源序列出现变异的重点区域.2.1乌力吉木仁河三级区、麻黄、兴安盟、锡林郭勒盟四级区不同四级区年径流深序列中变异的诊断结果利用水文变异诊断系统对乌力吉木仁河三级区及其所辖赤峰、通辽、兴安盟、锡林郭勒盟和白城四级区1956-2000年共45年的地表水资源量序列进行变异诊断,取第一信度水平α=0.05,第二信度水平β=0.01的条件下,其诊断结果见表2.从表2可以看出:除白城四级区外,乌力吉木仁河三级区及其赤峰、通辽、兴安盟和锡林郭勒盟四级区的年径流深序列均发生了跳跃上升的中变异,在跳跃变异发生的时间上,乌力吉木仁河三级区、赤峰和锡林郭勒盟四级区均为1984年,而通辽和兴安盟四级区则发生在1990年.乌力吉木仁河三级区及其所辖四级区的跳跃变异如图1所示.2.2乌力吉木仁河三级区年径流序列变异情况将乌力吉木仁河三级区及其四级区水文序列的变异诊断结果进行汇总,结合四级区多年平均年径流量占三级区年径流总量的比例系数,分析水文序列在空间尺度上的主因,其结果如图2所示.从图2中可以看出:乌力吉木仁河三级区的年径流序列变异情况与比例系数最大的赤峰四级区相同,同时也与锡林郭勒盟四级区的变异情况相同.为了验证其存在内在联系,也对三级区及其四级区年径流序列的相关系数进行计算,如表3所示.从表3中可以看出,乌力吉木仁河三级区的水资源序列,与所包含的赤峰和锡林郭勒盟四级区的水资源序列相关性最大,均为0.977;而与白城的相关系数最低,仅为0.708.综合上述结果可以得出:水文序列在空间尺度上,比例系数最大的赤峰四级区和乌力吉木仁河三级区的联系最为紧密,是影响其变化的主要原因,而其他四级区对三级区的影响相对较小.2.3阴山流域乌力吉木仁河流域含沙量演变特征查阅相关资料知,乌力吉木仁河发源于内蒙古自治区赤峰市巴林左旗乌兰坝西侧海拔1400多m的山地,从20世纪80年代中后期开始,隶属于赤峰四级区内的乌力吉木仁河流域上游山区森林植被被严重破坏,导致流域的调蓄能力大大下降,即森林的水土涵养能力降低,而同等降水产生的径流增加.这些可以从含沙量的演变上得到佐证:乌力吉木仁河流域含沙量很小,20世纪90年代前平均值不足2kg/m3,侵蚀模数不足10t/km2;近年来其最大侵蚀模数高达1380t/km2,含沙量极值为12.3kg/m3;从20世纪60年代到90年代,其平均含沙量逐年代递增倍比高达3～4倍.3乌力吉木仁河水资源序列变异诊断法的特点1)本文从空间尺度揭示了具有嵌套关系的水文序列在发生水文变异时的主因分析方法.该方法可以突出引起水资源变异的重点区域,对于水资源保护、规划和管理等相关工