滇池流域降水与径流的因果关系分析

滇池流域降水与径流的因果关系分析

全球气候变化及其对生态环境、植物、农业和水资源的影响已成为国内外的研究热点。姚凤梅等利用DSSAT中的CERES-rice作物模式分析发现,在A2和B2情景下,昆明和海口(海南省)的水稻产量下降幅度大于南方其他站点。宁夏引黄灌区1961年以来的调查统计表明,气候变暖对春小麦单产的贡献率为-2.6%,不利于春小麦生产。吴绍洪等利用参考作物腾发量和干湿指数分析了1971-2000年中国陆地表层的干湿状况。在气候变化科学中,Mann-Kendall法主要用于检验水文、气象等要素的长期变化趋势。Granger因果关系检验法过去多用于计量经济学中,现已逐渐在地理、水资源方面得到应用。西南地区由于云贵高原、青藏高原及中南半岛的低纬度不同地形地貌共同作用,加上靠近太平洋和印度洋两个热带气团发源地,气候变化异于中国北方等其他地区,如池再香等发现,1961年以来黔东南地区降水增加、气温下降。马振锋等认为西南地区气候变化与全球变暖存在非同步性。孙永亮等的研究发现青海湖流域的气温升高、降水增加,但主要入湖河流径流量却减少。滇池流域是滇中经济核心区,流域水资源开发利用远远超过水环境承载能力,滇池水质长期处于Ⅴ类～劣Ⅴ类,研究滇池流域的气候变化及其对水资源利用的影响,对于全社会进一步明晰滇池高原湖泊生态修复治理的方向和重点具有极其重要意义。1材料和方法1.1农业统计年2000年(1)滇池流域内昆明站1953-2000年的逐日平均最高温度、平均最低温度、平均温度、相对湿度、日照时数、风速、降水量、蒸发量等资料。(2)2000年度滇池流域内各县(区)的农业统计年报。(3)滇池的1961-2006年逐月平均水位、出湖水量。(4)滇池出口及滇池下游螳螂川的海口、蔡家村两个水文站1953-2005年的实测逐月径流量系列。1.2h方程计算方程参考作物腾发量ET0采用PenmanMontieth方程计算。水稻灌溉定额为生育期内各次灌水定额之和。农业综合灌溉定额指灌区内同一时期各种作物灌水定额按种植面积的加权平均值,并考虑大、小春作物轮作和复种的影响。1.3文气象资料趋势检验图1Mann-Kendall非参数秩次相关检验法(简称M-K检验)主要用于水文气象资料趋势检验,如水质、流量、气温和降雨等。给定显著性水平α,在正态分布表查临界值Mα/2,若|M|<Mα/2,趋势不显著;若|M|>Mα/2,即趋势显著。且当M为正时表示上升或增加的趋势,反之则为下降或减少趋势。1.4时间序列平稳性检验adf时间序列之间的Granger因果关系定义为:设有两个时间序列变量X、Y,若采用X的过去值情况下,得到Y的预测值比在不采用X的过去值情况下所得到的Y预测值更好,则说X是Y的原因,或X会引起Y。反之,则X对于Y在统计上独立,在时间上不相关。设有两个平稳的时间序列变量X、Y,检验它们间有无Granger因果关系的模型如下Yt=λ+∑i=1mαXt−i+∑j=1nBjYt−j+μt(1)Yt=λ+∑i=1mαXt-i+∑j=1nBjYt-j+μt(1)式中:λ为截距;m、n为滞后值;t为时间;μt为误差项。变量X、Y为含一个单位根的不平稳的I(1)时间序列,检验它们间有无Granger因果关系可用如下的第一差分滞后向量自回归(VAR)模型:ΔYt=λ+∑i=1mαΔXt−i+∑j=1nBjΔYt−j+μt(2)ΔYt=λ+∑i=1mαΔXt-i+∑j=1nBjΔYt-j+μt(2)式中,所有项都是平稳的,故消除了时间序列X、Y的不平稳问题。究竟采用式(1)或者式(2)分析时间序列间是否存在Granger因果关系,取决于时间序列是否含有单位根,即时间序列的平稳性。时间序列平稳性检验通常采用ADF(AugmentedDickey-Fuller)检验技术,回归方程为:ΔYt=α+βT+ϕYt−1+∑j=1pψjΔYt−j+εt(3)ΔYt=α+βΤ+ϕYt-1+∑j=1pψjΔYt-j+εt(3)式中:Yt是待检验之时间序列;α是常数项;T为时间趋势;p是时间滞后值;εt是随机误差项。2结果分析2.1年平均温度的变化趋势对昆明站的月平均温度、最高温度、最低温度,相对湿度、日照时数、风速等6个气象要素,按1-12月份及年值分别采用Mann-kendall法进行趋势变化检验,结果如表1。变化趋势是年平均温度、最高温度和最低温度都是普遍升高,只有4、5、7、12月的最高温度呈下降趋势;但从1900年以来的变化趋势看,昆明站的年平均温度呈现70年左右的“增-减-增”的周期性波动,即1900-1940年为持续增加,1940-1970年为下降,20世纪70年代以后为增加的趋势。而日照时数、相对湿度和平均风速却均为降低,仅有4、5月份的相对湿度为增加趋势。以α=0.05显著性水平统计,最低温度和日照时数的年值及10个月以上的时段都达到了该水平。另一方面,最高温度全年无一个时段通过α=0.05显著性检验,平均温度、相对湿度及风速只有2～5个时段达到该水平。昆明站的年平均温度在1953-1977年为持续下降,但1977-2000年为增温的趋势,年内枯季和雨季的变化趋势与年平均温度相同。日照时数的年平均值和枯季都是呈持续下降趋势,但在1981年前后却为“增-减”的转折变化。平均风速则为持续的显著下降趋势。由于纵向岭谷及邻近地区降水变化的周期集中在3.5a以下高频振荡时域,具有年代际变化。为消除周期性变化的影响,将5a滑动平均值也列出对比。2.2干旱类型化过程对于昆明站1-12月份各个时段降水量、蒸发量、ET0的Mann-kendall变化趋势检验结果如表2,降水量在冬、春季节(11月-4月)的变化较为明显外,年值及夏、秋两季各个月份的变化较小,增、减变化的时段数相同;年降水量在1951-1992年期间为持续下降,但1992-2000年为增加的转折趋势,年内枯季和雨季的变化趋势与年平均温度基本相同,但雨季更为相似(图略)。蒸发量则在年均值和4、5、7月份为显著下降,达到α=0.05检验水平,大致为冬春季下降、夏秋季增加的趋势。年均ET0为显著地下降,但年内只有4、7月份达到α=0.05显著性水平,在3、6、10月份还出现略微上升的趋势,ET0年值在1990年发生转折变化,由1953-1990年的减少变为1990-2000年的增加趋势,枯季和雨季的变化与年值相同。按照Vysotskii模型,干湿指数Ia定义为ET0与同期降水量的比值,干湿状况判别条件:Ia≤0.99为湿润,1.00<Ia≤1.49为半湿润,1.50<Ia≤3.99为半干旱,Ia≥4.00为干旱。如表2,以滇池流域内的昆明站为代表,分析流域内干湿状况的变化趋势。除雨季的6-10月份外,其他时段昆明站的干湿指数都是显著降低的趋势,在1-4月及11、12月份还达到了α=0.05显著性水平,说明近50年来滇池流域是朝着湿润的方向演变。年内不同季节的干湿状况差异十分明显,枯季(12月-次年4月)的干湿指数虽然呈降低趋势,逐渐变湿润,但都是高于4.00的分界线,即枯季滇池流域仍是属于干旱类型区;雨季(5-11月)的干湿指数在1.50附近波动,属于半湿润～半干旱过渡区;全年综合是属于半干旱类型。2.3月之后et0、蒸发量、水分变化根据丛振涛等研究提出的“蒸发悖论”现象,即同一个时段的蒸发量与ET0的变化趋势相反。从表2可以看出,昆明站1953年以来,在1-3、8、9等5个月份存在“蒸发悖论”现象,1、2、8、9等4个月份的ET0系列减少趋势,而蒸发量却为增加,相反地,3月份的ET0和蒸发量则分别为增加、减少的趋势。与文献所叙述相类似地,昆明站的全年各个月份的风速为下降趋势,辐射项(此处以ET0代替)在年内有9个月份也呈下降趋势,但云量(此处以日照时数代替)、湿度全年都是显著地减少。另一方面,蒸发量与降水量之间的变化趋势存在“逆向关系”的时段为1-3、7、9、10、12等7个月,即不符合Budyko假设条件,在能量不变时随着降水增加(减少),潜在蒸发量应有所下降(增加)。2.4灌溉需水定额年际变化结合滇池流域及周边邻近的富民、嵩明等典型灌区的农业灌溉用水调查分析,得到3个典型灌区1956-2000年的水稻灌溉定额和农业综合灌溉定额系列。当同一种灌溉用水管理模式下的各种边界条件不变时,采用历年逐月气象、降水、作物和土壤资料进行灌溉制度设计,作物灌溉需水定额的年际变化仅反映出气候环境改变产生的影响。各站1956-2000年农业综合灌溉定额变化趋势的Mann-Kendall检验如表3所示,即昆明、富民、嵩明等3个灌区的水稻灌溉定额和农业综合灌溉定额都呈减少趋势,但只有嵩明灌区各个时段和富民灌区枯季的农业综合灌溉定额系列达到α=0.05显著性水平。这是由于滇池流域及周边地区近50年来主要灌溉期11月-次年5月份的降水增加、参考作物腾发量减少、干湿指数降低,尽管相对湿度下降,仍导致了水稻及其他农作物的灌溉定额普遍呈降低趋势,这与云南省境内的滇中高原绝大部分地区的变化趋势基本一致。3海口和蔡家的水流量关系3.1径流系列分析本次选用了1953-2005年的滇池出湖水量和下游螳螂川上的蔡家村水文站1953-2004年的实测径流系列进行趋势分析(注:海口站出湖径流过程在2000年后已包括了草海从西园隧洞的出湖水量),Mann-Kendall趋势检验的结果如表3所示。即滇池出口海口站1953年以来的年度、枯季、雨季的出湖水量都是下降趋势,下游蔡家村站却为增加的趋势,但均未达到α=0.05显著性水平。3.2量大小macrennon临界值降水、径流等水文气象因子时间序列的Granger因果关系检验要求序列是平稳的,检验的方法是采用ADF检验法。当序列的ADF统计量大于MacKinnon临界值时,接受原假设H0:ω=0,即变量序列存在单位根,为不平稳序列;反之则拒绝原假设H0:ω=0,即认为序列是平稳的。如表4,昆明站的年度、枯季、汛期及分10年段的降水系列,海口站和蔡家村站年度、枯季、汛期及分10年段的径流系列的ADF统计量都大于MacKinnon临界值,因此,所有序列都是平稳的,符合Granger因果关系检验的分析条件。3.3水文站径流与海南、蔡不检验的零假设是“变量1不是引起变量2变化的原因”,对于昆明站的年度、枯季、汛期及20世纪50-90年代等不同时间尺度的降水系列,与相应时段的海口站和蔡家村站径流系列的Granger因果关系检验,得到以下结论:①昆明站年降水与蔡家村站年径流无因果关系,但与海口站年径流在检验水平为10%的检验水平上存在因果关系;②除枯季降水与海口站径流有因果关系,达到10%的显著水平外,昆明站的汛期降水与海口、蔡家村两站的径流,枯季降水与蔡家村站径流都没有因果关系;③除70年代以外,在50、60、80、90年代等4个时期昆明站的降水都与海口、蔡家村两个水文站断面的径流量存在因果关系。同样地,根据海口站的年度、枯季、汛期及20世纪50-90年代等不同时间尺度的径流系列,与相应时段的螳螂川中段蔡家村水文站径流系列的Granger因果关系检验结果,可以得到:①在年度、枯季及汛期,海口站年径流与下游的蔡家村站年径流都存在明显的因果关系;②20世纪50、70、80年代时海口站径流与蔡家村站径流存不存在因果关系。但在60、90年代时海口站径流与蔡家村站径流又存在因果关系。海口、蔡家村两个水文站不同年代的径流组成变化如图1所示。根据周建等的研究,当样本数小于20时,检验结果为“存在因果关系”有90%以上的概率保证存在真实的因果关系;但“不存在因果关系”的结果则不能据此断定不存在真实的因果关系。如对于20世纪50、70、80年代的不同时期,海口、蔡家村两个水文站的年径流相关系数高达0.945～0.980,存在着Granger检验结果失真的问题。3.4流域内人类活动对出湖径流的影响按照降水与径流的一般关系而言,昆明站1992年以来的年降水和枯季降水量都是呈增加的转折变化,滇池出湖径流量应为增加的趋势,但由于滇池流域内云南省会昆明城市的人口增加和城市二三产业的不断发展,流域内的用水消耗量大幅度增加,抵消了由于气候原因增加的径流量,因而为下降趋势。滇池流域内骨干水库松华坝40多年来的供水结构变化显示,城市生活及工业用水比例逐年增加,在1980年时达到与农业灌溉相同,此后继续增加,到2003年以后全部转变为城市供水,农业灌溉供水降至零,而水库供水利用后的回归水量却逐渐由1960年的0.25亿m3/a增至2000年的1.23亿m3/a,扩大近5倍。滇池年平均水位自1961年以来呈显著上升趋势,按10年滑动平均值计,20世纪60、70、80年代平均水位在1886.40～1886.46m之间波动,但进入90年代后,水位逐渐抬升到1886.89～1886.99m;而湖泊的年均消落深度则从60年代的1.03m/a递减到目前的0.70m/a;出湖水量则由六七十年代的4.36亿m3/a下降到80年代的2.77亿m3/a左右,又逐渐增加到目前的5.64亿m3/a。滇池流域内生活生产消耗水量占流域消耗与出湖水量之和的比重从20世纪50年代的7.8%逐渐增至90年代的30%左右。尽管90年代以来流域内降水为增加的转折趋势,但90年代降水量与1951年以来的多年平均值的变幅仅4.6%,而90年代以来的滇池出湖水量较多年均值增加了25.4%,流域内生活、生产耗水量的增幅也比平均值增加了50.5%,农业用水比重由1980年的56%下降到目前的38%左右,城市生活及工业用水量增加的同时,水资源消耗率随之降低,从而出现滇池出湖水量先降后增的变化趋势。1995年以前滇池出湖水量还能反映径流年内和年际变化规律,但2000年以后每年出湖水量和水位只有小范围变动,是为维持滇池下游螳螂川、普渡河沿岸工农业的取用水及滇池环湖取水的保障,滇池已丧失天然湖泊的调蓄作用,加上流域内城市经济飞速发展,污染物越来越多,带来治理难度逐渐加大,滇池水环境状况没有明显改观,说明1990s以来流域内人类活动对滇池出湖径流的影响远大于气候环境变化造成的影响。滇池下游螳螂川上蔡家村水文站的径流长期变化趋势与区域降水量的变化基本一致,海口～蔡家村的区间径流面积为2243km2,占蔡家村站控制面积的43.4%,逐渐消除了上游昆明城市扩张带来的影响。此外,滇池出湖径流与流域内降水系列的相关系数仅0.601,较常规水平低得多,也是由于流域内人类活动对天然径流的干扰,不仅改变了径流的年内丰枯变化过程,还由于滇池湖水的多次循环使用,出湖径流过程已远离其自然规律。因此,尽管全球气候环境的变化对滇池流域的水