径流变化论文（精选9篇）
径流变化论文 篇1
前言
罗定江是西江下游一级支流, 从发源地到下游控制站官良水文站, 控制集水面积3164 km2, 河长135 km。流域内有罗定、郁南、云安等县市。气候变化和人类活动对水文情势的影响随着问题的突出也越来越得到关注, 尤其是人类活动的影响, 通过对该流域径流变化分析, 探索影响径流变化的主要因素。
1 流域基本概况
1.1 自然地理
罗定江 (又名南江) 系西江右岸一级支流, 发源于茂名市信宜县鸡笼山。从信宜流入境内罗定县, 流经罗定城区, 再郁南县的南江口镇汇入西江。流域集水面积为4493km2, 境内面积为3701.7 km2, 占总面积的82.4%。河流全长201km。河床平均比降为0.867‰, 总落差174.3m。流域内100 km2以上支流共15条。
流域的东、南、西三面有山环绕, 东有大紺山、云雾山。东南有八排顶。西南有亚婆髺、龙须顶。西有大苍顶。流域中部为丘陵盆地。流域是一个三面闭合倾斜的小盆地, 汇水条件较好, 但储水性差, 加上盆地并非同一岩体闭合, 断层裂隙纵横发育, 闭合程度较差, 中游为剥蚀地貌, 以干旱贫瘠的砂质红土丘陵及台地地貌为主, 也有部分冲积阶地和岩溶峰林, 红土丘陵台地占比重较大, 透水性较好, 地下水位较低, 故流域大部分坡面上野草灌木难以生长, 水土流失非常严重, 是满目黄土旱丘华南少有的下垫面状况
1.2 水利工程概况
随着社会的发展、人类活动的增强, 在流域内修建蓄水、引水等水利工程。流域内中型水库有6宗, 小型水库115宗, 水库控制面积1217km2, 占流域面积的27.1%, 且干流河道设有多个水电站。
1.3 测站概况
罗定江干流设有2个基本水文站, 上游罗定古榄站建于1958年, 集雨面积936km2, 1983年1月停测流量, 2005年恢复测流。下游官良站建于1958年, 集水面积3164km2, 至河口距离66km, 是罗定江流域控制水文站。全流域共设有17个雨量站, 其中有15个有35年资料, 7个有50年资料。站网分布及流域水系图如图1.
2 流域降水分析
流域内, 降水是径流的唯一补给源, 降水的分布、变化直接影响到径流的分布及其变化。为了保证资料的代表性和可靠性, 选取流域内观测年限在50年以上的7个雨量站资料进行分析, 资料系列从1961~2010年, 对个别资料不全的站点作适当插补。
2.1 流域年降水分布
流域内自上而下分布着加益、罗定古榄、官良站, 选用加益、罗定古榄、官良站作为代表站, 点绘降水对照图, 如图2所示, 降水对照关系非常好, 从图2中可以看出, 上游站降水量大于下游站, 这主要是上游在汛期受台风影响, 是流域降雨量高值区, 下游则主要受季候风影响, 是流域的低值区, 也是西江中下游降雨的低值区之一。加益多年平均降水量1629.1mm, 罗定古榄以上流域平均降水量1541.7mm, 全流域平均降雨量1423.0mm, 说明降水自上游向下游递减。
2.2 降水量年内及年际变化
流域内降水量受季节性影响, 年内分配很不均匀, 流域多年平均降水量1423.0 mm, 降水主要集中在汛期, 4~9月降水量1128.0 mm, 占全年降水的79.3%;汛期降水分布也相差较大, 最大月降水量766.4mm, 占该年降水量的38.3%, 降水年内分配不均导致流域水资源利用较难, 经常洪涝灾害和旱灾同时发生, 对生产和生活造成较大影响。年际变化大也是本流域的降水显著特点, 流域内年最大降水量2958.4 mm, 最小474.8 mm, 相差2483.6 mm, 年最大降水量是年最小的6倍。
2.3 降水近年变化形式
用每5年为统计系列, 计算年降水量和月降水量。从表1可以看出, 年降水量没有表现出明显变化趋势, 仍然在多年平均值附近摆动;在年内分配方面, 汛期降水所占比重也没有明显变化趋势;降水量基本没有发生变化。
3. 年径流系列分析
3.1 年径流的年际变化
根据官良站, 1961~~2010年径流资料统计, 多年平均径流量为26.92亿m3, 最大年径流量43.50亿m3, 最小年径流量11.14亿m3, 最大年径流量约是最小年径流量的4倍, 径流的年际变化很大。通过模比差积曲线来反映年际间的丰、枯水变化情况, 当一段时间内差积曲线总的趋势是下降的, 说明此时段是枯水期, 当一段时间内差积曲线总的趋势是上升的说明此时段是丰水期。计算公式为:
式中Ki为第i年径流量的模比差积系数Ri为第i年径流量R0为多年平均年径流量C为模比差积系数差值的代数和。
由年径流量模比差积曲线图可以看出, 年径流丰枯变化频繁, 丰枯交替出现, 多以3~5年为一个变化周期, 最长的丰水年组为1981~1986年, 平均径流量为35.13亿m3, 大于多年平均径流量26.92亿m3。最长的枯水年组1987~1993年, 平均径流量为23.7亿m3。
从上图可以看出, 径流变化和降雨基本一致, 径流分布和变化主要取决于降水的分布和变化。
3.2 年径流的年内分配
径流的年内分配和降水量的年内分配一致, 径流量在年内主要集中在汛期。5~9月的径流最大, 1月~3月最小, 径流在年内的分配极不均匀, 4~10月占全年径流量的76.1%。其中8月、9月、10月主要是受台风雨影响, 大洪水也多发生在8~10月。多年平均月径流量柱状图如图5所示。
由于流域70年代以前人类活动基本处于无影响状态, 采用61~65, 66~70年系列均值作为分析的基准, 76~80、86~90、96~00偏少, 其余则偏多, 71~75、81~85、91~95、01~05、06~10分别比基准偏多22.2%、45.1%、14.4%、4.1%、31.2%, 说明实测径流有缓慢上升的趋势。但是从图6可以看出汛期径流占年径流的比重呈现偏少的趋势, 这主要是由于流域兴建众多水库, 在汛期拦蓄洪水, 对径流进行调节的原因。
3.3 年径流的变化趋势
以5年为时段, 统计不同系列年平均径流量和各月径流量。见表2。
表2各系列月径流量和年径流量对照表
3.4 人类活动对径流的影响
随着社会的发展, 人类活动的增强, 罗定江流域发生了一定程度的变异。近二、三十年来, 流域内经济发展迅速, 城市建设加快, 使得地面不透水面积增加, 同时, 流域内水土流失严重。北江上游广大农村人民生活能源主要是薪柴、草秆, 随着人口的增长, 生活能源矛盾日益尖锐, 造成过量樵采砍伐植被, 同时, 不合理地垦殖土地, 粗放地进行坡地耕种, 以及缺乏完善措施的采矿、修路等工程, 都加剧了水土流失。同时人类活动的影响, 流域内的植被遭到了破坏, 而植被的破环减小了由于植物蒸腾而造成的水分损失, 增加了流域的径流量。同时由于众多水库工程兴建, 水库在汛期拦蓄洪水, 对径流进行调节, 使得近二三十年汛期径流占年径流的比重有所下降。
4 结语
根据罗定江流域降水资料及控制站官良水文站流量资料分析说明, 降水是影响本流域径流变化的主要原因, 径流的分布和变化决于降水的分布和变化, 径流年内主要集中在4~10月份, 后汛期洪水主要是台风雨造成, 但年际变化较大。近50年来, 流域内降水量基本没有发生变化, 而径流量呈缓慢上升趋势, 主要是由于人类活动导致植被改变、水土流失、城镇化等造成的下垫面条件变化, 使得地表及树木的水分蒸发和蒸腾作用相应减弱, 引起流域内径流增加。同时由于水库对径流的调节作用, 汛期径流占年径流的比重有所下降
摘要：采用罗定江流域50年 (1961-2010年) 的降水量资料及主要控制水文站官良站流量资料为基础对降水、径流的年内分配、年际变化及近年来的变化趋势进行分析, 发现降雨系列基本变化不大, 人类活动对土地利用结构的变化是间接造成径流增加的原因, 水库对径流的调节作用是汛期径流占年径流有所下降的主要原因。
关键词：径流变化,影响因素,人类活动
参考文献
[1]珠江流域水文资料第2册[R].北京:水利部水文局.
[2]周陈超, 贾绍凤.近50年以来青海省水资源变化趋势分析, 冰川冻土.2005.6.
径流变化论文 篇2
降雨、气温变化对径流的影响分析
天然状态下，气温-降水量双累积曲线以及降雨-径流双累积曲线应该是一条直线。但近些年，人类对河流的影响剧烈，建坝拦水，由于人类活动对水文系列的干扰，大量的河道引水减小了河道的径流，许多流域不再是天然状态[6]。由于水源地气候、下垫面条件及人为因素的影响，改变了径流产生模式、水文事件发生的时间、频率和流量，气温和降水的微小变化能够引起径流的显著变化。渭河宝鸡市区段修建有林家村水文站，本文利用渭河林家村水文站的`气温、降水、径流量等长系列资料，通过该站的降雨径流双累积曲线[7]以及气温径流量双累积曲线，分析年径流序列随时间变化特征及趋势持续性，探讨影响渭河径流量变化的主要因素。近55年来宝鸡峡气温-降水量做累积曲线如图4所示，可见气温和降水量的累积量呈明显正相关，且相关系数高达99.97%，可以很好的说明气温和降水量是正向相关。林家村站降雨-径流双累积曲线见图5。降雨变化对渭河宝鸡段年径流量的影响存在两个突变点，分别是1971年和1993年。第一个突变点的原因比较明显，主要因素是宝鸡峡引渭工程引渭所致。宝鸡峡引渭工程于1971年7月15日通水，水源以渭河径流为主，引水流量95m3/s[8]。宝鸡峡灌区是陕西省“第一大粮仓”，是全国十大灌区之一。宝鸡峡引渭工程是解决宝鸡峡灌区乃至关中西部水源不足的一项跨世纪重点水利工程，但此项工程在林家村上游的引水直接导致了渭河宝鸡段年径流量的减少。第二个突变点为1993年，目前没有很好的证据证明径流突变的原因。同样采用气温-径流双累积曲线法作图见图6。气温变化对渭河宝鸡段年径流量的影响存在三个突变点，分别是1971年、1993年和2003年。前两个突变点原因如前。第三个突变点2003年原因分析为宝鸡峡渠首加坝加闸工程对渭河水量的引水和调蓄。该工程于2003年完工，在宝鸡峡引渭灌溉渠首低坝的基础上加坝加闸，以增加库容进行蓄水，主要解决宝鸡峡塬上179.3万亩的灌溉缺水，并结合灌溉进行发电。宝鸡峡渠首加坝加闸工程水库正常蓄水位636m，总库容5000万m3，有效库容3800万m3。工程设计最大引水流量65m3/s。
宝鸡峡引水对渭河宝鸡段径流量的影响分析
虽然降雨、气温等气候变化与径流量存在很好的相关性，但是突变点分析说明宝鸡峡引渭工程以及加坝加闸也是造成渭河宝鸡段径流量变化的主要原因，因此有必要分析宝鸡峡引水对渭河径流量的影响。按照突变点1971年、2003年将径流系列一分为三，并进行统计分析并计算引水对径流量的影响程度，见表2。宝鸡峡引水对渭河径流量的影响程度为27.2%，而加坝加闸工程对渭河径流量的影响程度为23%(扣除时段内宝鸡峡引水对渭河径流量的影响程度)。参照引水对径流量的影响程度计算方法，气候变化对渭河径流量的影响程度为10.2%(扣除时段内宝鸡峡引水对渭河径流量的影响程度)。由此可见宝鸡峡引水对渭河宝鸡段年径流量的影响最大，气候变化则是人为因素外对渭河宝鸡段年径流量影响最大的因素。
结果与讨论
近二十年以来，渭河宝鸡段河道生态基流得不到有效保障。分析降水变化及气温变化对渭河径流量的影响，采用相关系数法计算分析，得到降水与径流的正相关性较好，即降雨与径流之间存在同增同减的趋势;得到气温与径流的负相关，即气温与径流之间存在彼增此减的趋势。使用Mann-kendall趋势分析及突变点分析，认为1971年是重要突变点，主要原因是林家村渠首引水所致。2003年突变点的原因分析为宝鸡峡渠首加坝加闸工程对渭河水量的引水和调蓄。人为影响导致渭河宝鸡段年径流量减少最为明显，气候变化则是人为影响之外对渭河宝鸡段年径流量影响最大的因素。
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沂河流域天然径流变化规律分析 篇3
关键词：天然径流,年际变化,年内分配,沂河,临沂站
沂河是山东省第一大河, 也是山东省临沂市的母亲河。随着沂河流域国民经济的快速发展, 流域综合用水量不断扩张, 沿岸城镇对沂河流域水资源的依赖度逐渐增强。鉴于此, 流域从1958年开始不断修建水利工程开发水资源, 以缓解日益突出的水资源供需矛盾。近年来, 沂河流域水文特征的演变分析引发部分水文学者的关注和重视, 尽管已在降雨、径流等方面取得了诸多研究成果[1,2,3,4,5,6], 但在天然径流变化规律方面的研究还相对较少。临沂水文站是沂河主要控制站, 也是分析沂河河川径流演变规律的重要源头站点。流域河川径流具有峰时漫溢、枯时断流的特点, 这不仅不利于流域水资源的开发利用, 还容易引发旱涝灾害。因此, 分析沂河天然径流年际变化规律、年内分配特征, 对沂河流域水资源的合理开发、利用、优化配置以及可持续发展有着重要意义。
1 研究区及资料
沂河是淮河流域沂沭泗水系中最大的山洪性河道, 发源于山东境内的沂蒙山南麓, 北流过沂源县城后折向南, 途经临沂市所辖的多个县、市, 最终在江苏新沂入骆马湖。沂河河道全长333km, 流域总面积为11 820km2。沂河临沂站以上河道长223km, 水系大致呈扇形, 集水面积为10 315km2, 占全流域面积的87.3%[6]。流域山丘区约占70%, 平原区约占30%[5]。流域上游为山丘区, 土质多为沙土或壤土, 风化层较薄, 植被相对较差, 不利于涵养水分, 中下游为平原区, 土质多为壤土, 植被状况较好。
沂河流域地处我国南北气候过渡带, 受黄淮气旋、台风、南北切变和地形的影响, 多年平均年降雨量为830.0mm[6], 年内降雨主要集中在5-10月, 约占全年降雨量的80%以上, 尤以汛期 (6-9月) 为最多, 可占全年降雨量的70%以上。流域地下径流所占的比重很小, 降雨是河川径流的主要补给水源。受地形和降雨时程分配影响, 径流年内变化十分剧烈, 汛期洪水暴涨暴落, 容易形成水灾, 不利于水资源利用, 枯水期径流量又很小, 甚至可能造成河道断流, 水资源严重不足。
本次分析采用临沂站1958-2000年共43a的天然月径流资料。
2 天然径流年际变化分析
2.1 年际和年代变化特征
绘制天然径流年际变化过程线, 并将临沂站天然径流系列按年代进行统计分析, 结果见图1和表1。由图1和表1可得: (1) 年际变化上, 临沂站1958-2000年天然径流多年平均值为27.43亿m3, 年径流最大值为65.00亿m3 (1964年) , 最小值为5.54亿m3 (1989年) , 极值比值为11.73, 变差系数为0.61; (2) 年代变化上, 20世纪60、70、90年代的天然径流量年代距平值为正, 80年代距平值为负。其中, 20世纪60年代距平值最大, 20世纪70年代居次, 20世纪80年代最小;天然径流量变差系数介于0.44和0.62之间, 极值比值介于2.57和8.11之间, 说明不同年代间天然径流量相差悬殊, 径流年代变化并不稳定。
2.2 天然径流变化趋势分析
线性倾向估计法[7,8]建立的回归方程的倾向率为负值, 表明临沂站年天然径流在整个统计年份内呈减少趋势。5年滑动平均过程线显示, 20世纪60年代初期天然径流呈增加趋势;60年代中期以后径流出现短暂的下降;70年代初期以后逐渐回升;70年代中期到80年代末期径流又缓慢下降;90年代初期到中期径流有降有升, 但总体呈上升趋势;90年代中期以后径流有升有降, 但总体呈下降趋势。
最后, 采用Mann-Kendall法[7,8,9]对临沂站年、汛期、非汛期以及年内各月径流序列变化趋势进行定量检验, 见图2。由图2可看出: (1) 年、汛期和非汛期径流均呈减少趋势, 年径流系列通过了90%的置信度检验, 汛期径流系列通过了95%置信度检验, 非汛期径流系列未通过显著性检验; (2) 年内各月径流序列中, 仅有1月和11月呈增加趋势, 但均未通过检验, 即增加趋势并不显著;其余各月径流系列呈现减少趋势, 但只有4月通过了90%置信度检验, 7月通过了99%置信度检验, 因此仅有4月和7月的径流减少趋势显著, 其他各月径流减少趋势并不显著。
2.3 天然径流变化周期分析
为得到临沂站天然径流的多时间尺度演变特性, 采用水文气象上常用的Morlet[10,11,12]小波对临沂站的年天然径流系列进行分析, 并通过绘制小波方差图来确定天然径流在整个时间序列中存在的主要周期成分。图3 (a) 中, 实线部分代表正值, 表示天然径流处于偏丰状态, 虚线部分代表负值, 表示天然径流处于偏枯状态, 零值则意味着天然径流丰、枯变化的突变点。
由图3 (a) 可知, 临沂站天然径流存在明显的多时间尺度演变特性, 大小尺度周期约为15a、10a和4a。在准10a周期尺度上, 临沂站天然径流丰枯交替变化比较频繁, 存在4个偏丰水期和5个偏枯水期。其中, 1962-1965年、1970-1975年、1981-1986年和1990-1995年小波变换系数的实部值为正, 表明这几个阶段天然径流处于偏丰期, 1958-1961年、1966-1969年、1976-1980年、1987-1989年和1996-2000年小波变换系数的实部值为负, 表明这几个阶段天然径流处于偏枯期。小波方差图反映了能量随时间尺度的分布, 可以确定一个时间序列中各种扰动的相对强度, 对应峰值处的尺度为时间序列的主要时间尺度, 反应序列的主周期[11]。由图3 (b) 可进一步确定, 临沂站天然径流量小波方差存在3个峰值, 依次对应着三个周期, 即第一峰值对应的主周期为10a, 第二峰值对应的次周期为15a, 第三峰值对应的周期为4a。
3 天然径流年内分配分析
3.1 天然径流年内分配过程分析
点绘临沂站天然径流各年代及多年平均年内分配过程及年内分配比例曲线, 来分析临沂站天然径流年内分配规律, 见图4。由图4可以看出: (1) 天然径流在各年代年内分布规律基本一致, 均呈不对称的单峰形变化。其中, 1-5月径流量相对较小, 且变化平缓, 6月份开始进入雨季, 径流迅速增加, 峰值多出现于7、8月份, 9-12月份径流随降雨减少而逐渐落平; (2) 天然径流年内分配有高度集中的特点, 主要集中在6-10月, 其他月份径流量相对偏少。其中, 最大月径流量在20世纪90年代多出现于8月, 在其他年代多出现于7月, 占各年代径流量平均值的比例为32.92%~41.92%;最小月径流量在20世纪60、90年代多出现于2月, 在20世纪70、80年代多出现于3月, 占各年代平均值的比例为1.05%~1.43%; (3) 各年代内连续最大3个月径流量出现在7-9月, 占各年代平均值的比例范围为67.15%~79.84%;连续最小3个月径流量出现在1-3月, 占各年代平均值的比例范围为3.41%~5.55%。
为进一步分析各年代年内汛期、非汛期径流量年际变化特征, 需将天然径流按年径流系列、汛期径流系列和非汛期系列分别统计, 见表4。分析表4和图4可知: (1) 各年代间汛期、非汛期径流量相差悬殊, 汛期径流量最大值 (60年代) 是最小值 (80年代) 2.34倍, 非汛期径流量最大值 (60年代) 是最小值 (80年代) 的1.56倍; (2) 各年代间汛期、非汛期径流量与各年代平均值的比值变化相对稳定, 基本在多年平均比值附近小范围内上下浮动; (3) 20世纪80年代汛期径流量及所占比例低于其他年代的同期值, 非汛期所占比例高于其他年代的同期值, 出现该情况均因汛期降雨普遍偏少所致。
3.2 天然径流年内分配特征分析
目前, 有多种指标可以综合反映河川天然径流年内分配特征, 本文选用年内分配不均匀系数Cu[13,14,15]、年内分配完全调节系数Cr[14,15]、集中度Cd[14,15,16,17]、集中期D[14,15,16,17]及绝对变化幅度ΔR[14]等指标从多个角度对临沂站天然径流的年内分配规律进行定量分析。
年际的年内分配上, 由天然径流年内分配特征指标变化及趋势拟合曲线 (图5) 和年内分配特征指标线性倾向分析表5可知: (1) Cu与Cr年际变化规律相似, 两指标峰值变化基本同步。其中, 1974年两值最大, 径流年内分配最不均匀, 该情况是由年内8月发生极端暴雨[4]所致, 1968年两值最小, 径流年内分配最均匀;Cu与Cr两指标相关系数达0.91, 可用数值变化范围相对较大的Cu替代Cr分析; (2) Cd极值出现时间与Cu、Cr极值出现时间对应, 即最大值出现于1974年, 径流年内分配最集中, 最小值出现于1968年, 径流年内分配最不集中; (3) ΔR与汛期径流年际变化同步性较好, 两者相关系数达0.94; (4) Cu、Cr、Cd、ΔR存在不显著的线性减小趋势, 表明径流年际间的年内分配将逐渐趋于均匀, 年内绝对变化幅度也将逐渐减小; (5) D年际变化则相对较小, 基本在7月和8月间变动, D的径流合成向量方向在160.29°到235.34°之间变化;D存在不显著的增大趋势, 则临沂站天然径流集中期重心位置将会向后移动, 计算得出, 1990年以后天然径流集中期逐渐由7月向8月转移。
注: (1) n=43, r0.05=0.301, r0.01=0.389。|r|≤r0.05时, 序列线性变化趋势不显著;r0.05≤|r|≤r0.01时, 序列线性变化趋势显著;|r|>r0.01时, 序列线性变化趋势特别显著。 (2) *对应的变化率单位为亿m3/a。
年代的年内分配上, 由临沂站天然径流各年代年内分配特征指标值统计表 (表6) 可得: (1) 不同年代的Cu、Cr、Cd、D及ΔR均表现为增加-减少-增加的变化过程; (2) Cu、Cr、Cd在20世纪80年代均最小, 说明80年代天然径流年内分配最不集中、最均匀, 这与同期流域内汛期降雨、径流偏少相吻合[6];在20世纪70年代均最大, 表明径流年内分配最集中、最不均匀; (3) 各年代内D的径流合成向量方向介于190.0°与208.9°之间, 即集中期在7月和8月间变动; (4) ΔR在10.51与33.84亿m3之间变化, 其最大值出现在20世纪60年代, 最小值出现在20世纪80年代, 其年际、年代变化规律与其他四项指标变化规律一致性极高。
注:绝对变化幅度为统计时段内天然径流年内最大月径流量与最小月径流量差值。
4 结论
本文以沂河流域临沂站43a年天然径流数据为基础, 分析了临沂站天然径流年际变化规律和年内分配特征, 主要结论如下:
(1) 临沂站天然径流的年际变化较大, 径流量年最大与最小值的比值为11.73;不同年代年径流量变差系数为0.44~0.62, 说明各年代间天然径流变化并不稳定。M-K检验表明, 沂河临沂站天然年径流量、汛期径流量存在显著的减少趋势, 而非汛期径流量减少趋势不明显。年内各月径流序列中, 仅有1月和11月呈不显著的增加趋势, 其余各月径流均呈减少趋势, 但仅有4月和7月的径流减少趋势是显著的。
(2) 临沂站天然径流存在多时间尺度演变特性, 主周期为10a, 次周期为15a和4a。在10a周期尺度上, 天然径流丰、枯交替出现:1962-1965年、1970-1975年、1981-1986年和1990-1995年天然径流处于偏丰期, 1958-1961年、1966-1969年、1976-1980年、1987-1989年和1996-2000年天然径流处于偏枯期。
(3) 受地形和降雨时程分配影响, 天然径流年内分布极不均匀。年际的年内分配上, 全年径流主要集中在汛期 (6-9月) , 其径流量占全年的82.06%。其中, 1974年年内分配最不集中、最为均匀, 1968年年内分配最集中、最不均匀。年代的年内分配上, 20世纪70年代径流年内分配最不集中, 最为均匀, 80年代年内分配最为集中, 最不均匀。线性倾向估计表明, 天然径流年内集中期将由7月后移至8月, 年内集中程度将会逐渐减弱, 年内分配也将逐年趋于均匀, 但变化趋势并不显著。
径流变化论文 篇4
After dividing the source regions of the Yellow River into 38 sub-basins, the paper made use of the SWAT model to simulate streamflow with validation and calibration of the observed yearly and monthly runoff data from the Tangnag hydrological station, and simulation results are satisfactory.Five land-cover scenario models and 24 sets of temperature and precipitation combinations were established to simulate annual runoff and runoff depth under different scenarios. The simulation shows that with the increasing of vegetation coverage annual runoff increases and evapotranspiration decreases in the basin. When temperature decreases by 2℃ and precipitation increases by 20%,catchment runoff will increase by 39.69%, which is the largest situation among all scenarios.
作 者：李道峰 田英 刘昌明 HAO Fanghua LI Daofeng TIAN Ying LIU Changming HAO Fanghua 作者单位：李道峰,HAO Fanghua,LI Daofeng,HAO Fanghua(State Key Joint Laboratory of Environmental Simulation and Pollution Control, Key Laboratory for Water and Sediment Sciences of Ministry of Education, Institute of Water Sciences, Beijing Normal University, Beijing 100875, China)
田英,TIAN Ying(Dept. of Civil Engineering, The University of Hong Kong, Hong Kong, China)
刘昌明,LIU Changming(State Key Joint Laboratory of Environmental Simulation and Pollution Control, Key Laboratory for Water and Sediment Sciences of Ministry of Education, Institute of Water Sciences, Beijing Normal University, Beijing 100875, China;Inst. Of Geographic Sciences and Natural Resources Researh,CAS,Beijing 100101,China)
刊 名：地理学报（英文版） ISTIC SCI英文刊名：JOURNAL OF GEOGRAPHICAL SCIENCES 年，卷(期)： 14(3) 分类号：P9 关键词：distributed hydrological model source regions of the Yellow River scenario simulation changing environment
径流变化论文 篇5
关键词：森林类型,坡面径流,定位观测,径流系数,降雨量
森林与水是人类生存和发展的重要物质基础,也是森林生态系统的重要组成部分。森林水文特征是森林生态系统定位观测研究的主要内容之一,不断揭示和发现各地区森林水文的动态变化规律具有重要意义[1]。国内外对森林与水相互关系的研究报道较多[2～7],认为森林生态系统具有调蓄径流,改善土壤结构,减少土壤侵蚀,延缓产流汇流过程等水文效应。
森林径流包括地表径流和地下径流两部分。林地径流反应了流域植被、土壤、气候和其他一些综合水文特征,是衡量森林保育水土,涵养水分,削减洪峰等效益的一个基本指标[8,9]。
以往森林水文效应的研究主要以我国热带和温带的地带性群落为对象,而对亚热带向暖温带过渡区的研究很少。有关豫南山区森林水文效益方面的研究未见报道。应用国家林业局陆地生态系统定位观测研究网络所属河南鸡公山森林生态站自2006～2009年连续的气象径流观测资料,选取鸡公山典型植被类型针阔叶混交林为主要研究对象,应用小集水区技术研究了其径流特征及其与气象因子的关系,并与天然次生落叶阔叶林、杉木林、毛竹林等3个林型地表径流、泥沙流失作了比较,以期对处于北亚热带向暖温带过渡区的豫南山区针阔叶混交林等4种林型的水文效益进行初步的探讨,为正确评价小流域森林水文生态效益和科学经营管理该地区森林资源提供理论依据。
1 试验区自然概况
试验区位于国家林业局河南鸡公山森林生态系统定位观测研究站内。该区域气候温暖湿润,具有北亚热带向暖温带过渡的季风气候和山地气候的特征。年平均气温15.2℃,1月份平均最低温度2.0℃,7月份平均最高温度27.5℃,年均降水量1118.7 mm,降水主要集中在4～9月,占全年降水量的75%,年均蒸发量1 373.8 mm。现存植被类型主要有天然次生落叶阔叶林、针阔叶(松栎)混交林、马尾松林(Pinus massoniana)、杉木林(Cuninghamialanceolata)以及毛竹林(Phyllostachys pubescens)等人工林。
针阔叶(松栎)混交林(3针7阔)小集水区针叶树种主要有马尾松、火炬松(Pinus taeda)、油松(Pinus tabulaeformis)等,位于小集水区上坡位,为人工种植;阔叶树种主要有栓皮栎(Quercus acutissima)、枫香(Liquidambar twiwaniana)、麻栎(Quercus acutissima)等,多位于中、下坡位,为天然次生林。落叶阔叶林为栎类天然次生林。杉木和毛竹林均为人工林。4种林型郁闭度0.6～0.7,林龄均在20 a以上;实行封育经营,封育期20 a以上。针阔叶混交林、落叶阔叶林坡度20～25°。杉木和毛竹林坡度15～18°。土壤类型主要为黄棕壤,土层厚度多在30 cm左右。
2 研究方法
采用小集水区试验技术以及坡面径流场等定位观测方法,自2006年10月至2009年7月,对鸡公山地区针阔叶混交林典型森林小集水区(面积6.345 hm2)径流量以及落叶阔叶林等4种林型坡面径流等水文状况进行连续观测。
2.1 小集水区径流量的测定
在针阔叶混交林小集水区出水口处设三角形测流堰1座,三角形薄壁堰顶角为45°,测流堰静水井内安装Odyssey水位自动记录仪,并与堰壁上安装的水位尺测定的水位进行对照,根据水位自动记录仪采集的水位变化情况,测算小集水区径流量。
2.2 坡面径流的测定
采用并行流域试验法,选择地形、地质、土壤、气象等条件相似的天然次生落叶阔叶林、针阔叶(松栎)混交林、杉木林和毛竹林等4种林型,各设置面积为100 m2(10 m×10 m)坡面地表径流场2个,其中针阔叶混交林和杉木林径流场均设置在小集水区内。在径流场顺坡下方设集流槽和容量为0.8 m3的上口封闭承水池,承水池内壁安装水位尺。1次降雨结束、地表径流终止后,揭开承水池盖板,然后读取承水池内壁水位刻度,测算径流总量。
2.3 泥沙流失量观测
每次降雨产流后从径流场承水池和测流堰采集水样。采集水样前,先将池内水充分搅拌均匀,分层取出水样2～3个(总量在1 000～3 000 ml),混合后从中取出500～1 000 ml作待测水样。待测水样先静置24 h,清水用量筒量测,泥沙烘干测定径流含沙率,结合测流堰沉沙池泥沙淤积量,计算土壤侵蚀量。
2.4 气象因子的测定
大气降水和蒸发量数据来源于鸡公山森林生态站综合观测场内安装的气象自动观测系统观测的资料。观测场内同时安装有1套人工观测气象设备,可对大气降水和蒸发量等气象因子进行连续对比观测。
2.5 数据处理
用SPSS13.0软件进行处理。
3 结果与分析
3.1 4种森林植被类型坡面径流特征的比较
3.1.1 坡面径流的月动态
将天然次生落叶阔叶林、针阔叶混交林、毛竹林、杉木林等4种森林植被类型的坡面地表径流观测数据自2008年5月至2009年7月取月平均值(表1),作出不同森林植被类型坡面地表径流月动态变化图(图1)。从观测结果来看,落叶阔叶林等4种林型坡面径流总量和动态变化存在较大的差异(见图1)。落叶阔叶林、针阔叶混交林、毛竹林、杉木林等4种林型坡面径流系数在1.06%～3.20%之间,月最大径流系数分别为6.53%、7.57%、3.37%、6.58%,表明4种林型均具有较强的涵养水源能力;坡面径流总量:落叶阔叶林>针阔叶混交林>杉木林>毛竹林(见表1)。毛竹林坡面径流非常少,明显低于其他3种林型,相差均在1倍以上,分析可能是由于毛竹林具有非常发达的鞭根系统,地表覆被较好,林地具有较高的入渗能力所致。落叶阔叶林、针阔叶混交林和杉木人工林3种林型相比较,杉木林坡面径流量低于其他2种林型,落叶阔叶林和针阔叶混交林差别不大,结果表明在长期封育经营条件下,杉木人工林已具备与天然次生林、针阔叶混交林同等的涵养水源功能。尽管坡面径流存在较大的差异,但4种林型坡面径流的月变化趋势却是相似的,都呈规律性季节变化。4～9月份,由于降雨比较集中,降雨强度大,坡面径流量较大。2008年8月份,4种林型坡面径流几乎同时达到最大值。上年10月份至翌年3月份,由于降雨量小,降雨强度弱,坡面径流非常小,其中毛竹林6个月内仅产生径流0.88 mm。2008年12月份,由于当月降雨量仅有0.4 mm,4种林型均没有产生坡面径流。2008年9月和11月份,由于降雨量较小,毛竹林也没有产生坡面径流。
3.1.2 坡面径流与降雨量的拟合模型
通过观测发现,林地坡面径流变化与该地区的降水情况有密切关系,因为坡面径流大多为1次降雨所产生,所以1次降水量与林地坡面径流量有直接关系[9]。以1次降雨量为自变量,坡面径流量为因变量,通过计算机进行多种回归拟合分析,得到落叶阔叶林等4种林型1次降雨量与坡面径流量的最佳数学统计模型(表2)。以径流场的观测实例,从图2～5中看,当1次降水量较小时,坡面径流量也相对很小,且变化平缓,当1次降水量超过40 mm时,径流量增加速度加快,两者关系可用幂函数曲线式表示,落叶阔叶林等4种林型1次降雨量与坡面径流量的曲线回归相关系数分别达到0.886、0.919、0.913、0.868,用学生氏t检验法检验结果表明4个模型置信度均在99%以上,可见拟合结果很好,模型是可行的。
3.1.3 土壤侵蚀强度分析
由于林地中活地被物和凋落物层能够截留降水,降低水滴对表土的冲击和地表径流的侵蚀作用,同时林木根系具有固持土壤,防止土壤崩塌泻溜以及改善土壤结构等功能,落叶阔叶林、针阔叶混交林、毛竹林、杉木林等4种林型均具有良好的保育土壤功能,其水土流失量分别为0.0905、0.0756、0.106、0.451 t/(hm2·a),从土壤侵蚀强度分析,4种林型均为微度侵蚀,其中尤以针阔叶混交林保育土壤功能最为显著,其土壤侵蚀强度仅为落叶阔叶林的83.54%、毛竹林的71.32%、杉木林的16.76%。
单位mm
3.2 针阔叶混交林小集水区径流特征
3.2.1 小集水区径流量的月动态
小集水区总径流量包括坡面径流和地下径流两部分。将针阔叶混交林小集水区测流堰自2006年11月至2007年10月连续观测计算的径流量数据取月平均值(见表3)。
从表3看出,集水区年总径流量为547.19 mm,径流系数为34.8%,其中地下径流为498.39 mm;坡面径流仅为48.80 mm。从径流的月分配来看,径流量最小值出现在9月份(1.31 mm),最大值出现在7月份(252.66 mm),径流系数最小值出现在9月份,最大值出现在7月份(50.2%)。雨季(4～9月)降雨量大,径流相应多,占总径流的87.2%,旱季降雨量小,径流相应小,占总径流的12.8%,说明季节分配不均匀。径流量的变化是森林涵养水源的最终体现,通过观测发现,小集水区径流对降雨的响应较慢,最大日径流出现在降雨停止后的2～3 d。这是由于针阔叶混交林林地土壤具有较高的渗透率,再加上林冠及地被物对降雨的截留,枯落物及腐殖质层阻止地表径流的发生,同时小集水区基本能维持常年不断流,这些都体现了森林削减洪峰、涵养水源的生态功能。
3.2.2 小集水区径流量与气象因子的拟合模型
气候气象因素是影响径流的决定性因素,其中尤以降水和蒸发最为重要,直接影响径流量和损失量的大小。其他因素:如大气温度、大气湿度、风速等通过降水和蒸发对径流产生间接作用[10,11]。采用降雨量、蒸发量、大气温度及大气湿度4个气象因子对径流量进行逐步多元回归分析,结果发现集水区月径流量与这4个因子的复相关系数很小,主要是因为影响径流量的因素复杂多样,除了气象因素外,还有森林类型、土壤特点、土壤前期蓄水量以及降水强度等众多复杂因素。最后分别以月降水量、月蒸发量2个气象因子作为自变量,月总径流量作为因变量,通过计算机进行多种回归拟合分析,得到2个最佳数学拟合模型(表4)。月径流量与降水量、蒸发量2个气象因子的关系可分别用幂函数和指数函数曲线式表示,曲线回归相关系数分别达到0.969、0.758,用学生氏t检验法检验结果表明两个模型置信度均在99%以上,可见拟合结果很好,模型是可行的。
注:x1为月降雨量(mm),x2为月蒸发量(mm),y为月总径流量(mm)。
4 小结
采用连续定位观测的研究方法和小集水区技术,研究了落叶阔叶林等4种林型坡面径流以及针阔叶混交林小集水区径流量的动态变化规律,结果表明:
4.1
落叶阔叶林、针阔叶混交林、毛竹林以及杉木林等4种林型坡面径流系数在1.06%～3.20%之间,均具有较强的涵养水源能力;坡面径流总量:落叶阔叶林>针阔叶混交林>杉木林>毛竹林。4种林型坡面径流量与1次降雨量之间均存在显著的幂函数曲线回归关系,曲线回归相关系数分别达到0.886、0.919、0.913、0.868。
4.2
落叶阔叶林、针阔叶混交林、毛竹林以及杉木林等4种林型均具有良好的保育土壤功能,其水土流失量分别为0.0905、0.0756、0.106、0.451 t/(hm2·a),从土壤侵蚀强度分析,4种林型均为微度侵蚀。水土流失量大小顺序:针阔叶混交林<落叶阔叶林<毛竹林<杉木林。
4.3
针阔叶混交林小集水区年总径流量为547.19mm,径流系数为34.8%,其中地下径流498.39 mm,坡面径流仅48.80 mm。径流季节分配不均匀。雨季径流多,旱季径流小。月径流总量与降水量、蒸发量2个气象因子均存在显著的回归关系,可分别用幂函数和指数函数曲线式表示,曲线回归相关系数分别达到0.969、0.758。
参考文献
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径流变化论文 篇6
径流的总量和结构变化是揭示径流变化的两个方面, 径流总量变化影响水资源利用规划, 而径流结构变化主要包括径流年际分配及年内分配变化, 其反映了径流的年内季节分布, 有利于水利设施设计及年内农业水资源利用。各学者在黑河流域[1,2]、长江流域[3]等不同分析方法探讨了径流年内分配规律, 云南境内, 黄英[4]等则对径流变化受水电站的影响程度进行了分析。本文利用牧羊河干流水文站中和站1955～2010年的月径流数据对牧羊河汇入昆明市水源地松华坝水库的出水径流进行结构分析, 为流域水资源分配提供合理依据。
牧羊河流域位于云南省昆明市东北, 东经102°43′～102°58′, 北纬25°11′～25°28′, 地势由东北-中部-东南逐渐变低, 海拨范围为1 980～2 760m, 区域内2 000m以上的山区、半山区占总面积的99.1%。流域属山地季风气候, 多年平均气温12～26℃, 多年平均降雨量1 005.7mm。
2 方法概述
本文通过对径流年内分配进行分析来反映径流的结构变化特征。径流年内分配的分析方法有多种, 本文将从径流年内分配不均匀性、丰枯水期、年内分配的变化幅度等方面对牧羊河径流年内分配进行分析。
2.1 年内分配的不均匀性
本文选用径流年内分配不均匀系数 (Cr) 来衡量径流年内分配的不均匀性[5], 其计算公式如下:
式中R (t) 为年内各月径流量;R为年内月平均径流量。Cr值越大, 年内各月径流量相差越悬殊, 年内径流分配越不均匀。
2.2 丰枯水期
本文以《SL250-2000-水文情报预报规范》中的距平百分率公式为基础, 结合牧羊河57年的多年平均径流量制定牧羊河径流的年度丰枯判定标准。其中的距平百分率 (P) 公式如下:
P=[ (Ri-R) /R]×100%。 (2)
式中Ri是任一年的年径流量;R是多年平均径流量。P>20%时径流为特丰水期;10%<P≤20%时径流为丰水期;-10%<P≤10%时径流为平水期;-20%<P≤-10%时径流为枯水期;P≤-20%时径流为特枯水期。
2.3 年内分配变化幅度
径流的年内分配变化幅度会对水资源的开发利用产生影响。本文在对径流变化幅度进行分析时将采用相对变化幅度和绝对变化幅度两个指标。
3 结果分析
按照上述方法计算了每年的年内分配不均匀系数, 并对其变化趋势进行一元一次线性拟合 (图1) 。1955～1970年的年内分配不均匀系数较大, 波动幅度较小, 说明这15年中牧羊河径流各月径流量相差悬殊, 年内分配不均匀, 但是年际间的年内分配格局大致相似。1970～1993年间曲线波动大, 年际间的年内分配格局变化大, 极大值出现在1983年, 极小值出现在1992年。1993～2010年曲线围绕拟合线波动趋于平缓, 最大与最小值之间的差值变小, 年际变化有变小趋势。同时拟合方程的斜率小于0, 表明牧羊河年内分配不均匀整体上逐渐变小, 各月径流量间差值成减小趋势。
3.1 丰枯水期变化
根据上述划定的丰枯水期标准, 将56年的数据分为11个时段, 每5年为一段, 最后一段有6年, 分别计算时段内的距平百分率, 各季节平均径流占时段内全年平均径流量的比 (表1) 。
由表1可知:牧羊河流域在过去的56年中经历了两次丰枯变化, 具有两个特丰水期高峰, 分别出现在1965～1969年和1995～1999年两个时段, 其中又以第一个时段较大。同时, 距平百分率的逐渐变小说明年径流总量波动有逐渐变小的趋势。而年内各季度平均径流占年平均径流的比值则表明, 不论年径流量的丰枯情况如何, 该流域的径流量年内分配情况基本一致。每年的1～3月, 此时流域内气温低, 降雨少, 径流量占年平均的7%。平均每年4～6月径流量占年总量的11%, 这主要是由于这一季度虽然温度升高, 但是气候干旱, 降雨少。夏半年的夏秋季节降雨多且集中, 这个时段的径流占全年的72%, 这也表明牧羊河径流的补给主要依靠降雨。因此, 牧羊河流域的径流补充时间主要分布于每年的6～12月。
3.2 年内分配变化幅度
将年内分配的相对变化幅度和绝对变化幅度也按5年一期分为11个时段, 进行均值统计 (表1) 。从表1中可以看出相对变幅在1955～1959年段最大, 达到了68.58。然后随着时间的推移, 其相对变化幅度逐渐变小, 并在2005～2010年降到最小值12.46。这充分说明牧羊河在56年的研究时段内, 径流年内最大值和最小值在逐渐接近, 径流年内分配在趋于均匀。绝对变化幅度则表现出了随时段丰枯程度变化的规律, 丰水期时绝对变化幅度大, 枯水期则变小。这反映出年径流丰枯程度即年径流量的多少受到年最大月径流量的一定影响。
4 结语
1955～2010年这56年间牧羊河出水径流呈现如下变化规律:牧羊河年内分配不均匀整体上逐渐变小, 各月径流量间差值成减小趋势;牧羊河流域的径流补充时间主要分布于每年的6～12月, 且在56年间经历了两个径流丰枯周期变化;牧羊河径流的年内相对变化幅度整体成减缓趋势, 绝对变化幅度则随时段丰枯程度变化。
摘要：以牧羊河流域中和站56年间的月径流数据为基础, 应用不均匀系数、丰枯水期、变化幅度等指标分析牧羊河流域出水径流的年内分布变化规律。结果表明:牧羊河年内分配不均匀、整体上逐渐变小, 径流年内主要分布于每年的6～12月, 且在56年间经历了两个径流丰枯周期变化;牧羊河径流的年内相对变化幅度整体成减缓趋势, 绝对变化幅度则随时段丰枯程度变化。
关键词：年内分配,不均匀性,丰枯水期
参考文献
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径流变化论文 篇7
关键词：潮河流域,径流量,气候变化,混合回归模型
近百年来全球气候系统正经历一次以变暖为主要特征的显著变化, 这种大幅度的气候变暖将加速全球水文循环, 驱动降水量、蒸发量等水文要素的变化, 从而改变区域水量平衡, 影响区域水资源的分布[1,2,3]。20世纪80年代以来, 许多气候学家对全球气候变化作了不少研究, 指出在过去100年里, 全球平均温度上升了0.3～0.6 ℃[4,5]。随着温度的升高, 气候变暖, 水循环加剧, 导致降水、河川地表径流和洪水的增多。气温和降水量是影响径流的主要气候因子, 气候变化主要通过温度和降水的变化对区域地表径流过程产生直接影响。近年来, 有关流域径流量变化及其影响因子的分析研究已有很多[6,7,8,9,10], 本文在统计分析潮河流域近45年来气温、降水变化特点的基础上, 探讨了潮河流域戴营水文站径流量对气温、降水变化的敏感性, 以及气候变化对天然径流量的影响。
1流域资料
潮河流域位于东经116°～118°、北纬40°～42°, 发源于河北省承德地区丰宁县上黄旗哈拉海沟分水岭, 流域面积4 787 km2, 河长约170 km, 流域高程为200～2 194 m, 平均高程851 m, 平均纵坡为0.84%, 流经丰宁、滦平与潮白河水系的另一条支流安道木河汇合后流入密云水库。
戴营水文站是潮河流域的控制水文站, 控制断面以上集水面积4 701 km2, 占潮河河北省总面积 (4 706 km2) 的99.9%。本区域属温带大陆性季风型气候, 具有冬季漫长寒冷干燥, 夏季炎热多雨, 昼夜温差大, 大风天数多, 日照时数长等特点, 属半湿润半干旱地区。年平均气温5～8 ℃, 极端最高气温41.5 ℃, 极端最低气温-29.5 ℃。区域多年平均降水量528 mm, 降水量年际变化较大, 最大年降水量为最小年降水量的2.3倍;降水量年内分配极不均匀, 年降水量的70%～80%集中在汛期6-9月份。多年平均蒸发能力916 mm, 干旱指数为1.73, 多年平均径流量1.804亿m3, 多年平均径流深74.7 mm。因此为充分体现径流量对降水量等气候因子的敏感性响应, 本文选用了1956-2000年潮河流域戴营水文站逐年、月径流量及气温、降水资料进行分析。
本文从气温、降水量变化趋势来分析气候变化对径流变化的影响。为了对气温、降水和径流量3种不同数据进行比较以及进行相关性分析, 首先要对数据做标准化处理, 消除数据单位和量纲的差异[11,12]。本文用标准化 (K-1) /CV来表示气温、降水量和径流量的多年变化情况, 变差系数:
式中:Xi为第i年的气温、降水量或径流量;
2近45年气候变化特点
2.1气温变化
戴营站年平均气温为4.7～8.2 ℃, 结合戴营水文站控制流域年平均气温距平演变曲线 (图1) 不难看出, 20世纪50～70年代区域平均气温较常年平均偏低, 80年代中期以来年均气温呈升高趋势, 尤其是1994年以来增温显著, 年平均气温较前期 (1956-1993年) 升高1.5 ℃。图2为戴营站年平均气温变化趋势。从图2中可以看出, 戴营站近45年的气温年际波动较大, 总体呈上升趋势, 其线性增长率为0.38 ℃/ (10 a) 。
2.2降水变化
戴营站年平均降水量为289.5～704.7 mm, 结合戴营水文站控制流域年降水量距平演变曲线 (图3) 不难看出, 降水量变化趋势大体上与气温相反, 50～60年代偏多, 70年代以来降水量偏少。图4为戴营站年平均降水量变化趋势图。从图4中可以看出, 戴营站近45年的降水量年际波动较大, 总体呈下降趋势, 其线性下降率为17.1 mm/ (10 a) 。
3戴营站天然径流量变化及其影响分析
3.1径流量变化
戴营水文站径流量历年平均为2.84亿m3, 结合戴营水文站控制流域年径流量距平演变曲线和变化曲线 (图5和图6) 可以看出, 近45年来, 戴营水文站年平均流量在年际间的波动当中呈现出下降趋势, 其气候倾向率达0.37 m3/[s· (10 a) ]。
3.2降水变化对径流的影响
图7给出了标准化处理后的戴营水文站年流量和年降水量的变化曲线。可以看出, 年径流量与年降水量的年际变化有着很好的一致性, 两者的波动起伏对应关系良好, 在45年当中, 两者的 (K-1) /CV正、负值一致的年份有33年, 一致率达73%。降水量与径流量的相关分析表明 (表1) , 年降水量和年径流量的相关系数达到0.75。因此, 可以认为降水量是影响戴营站径流量的最主要的因子。为进一步说明降水量对径流量的影响, 表1列出了四季、汛期、非汛期及年降水量和径流量的相关关系。由此可知:四季降水中夏季降水量与径流量的关系最为显著, 同时四季径流量当中夏季径流量与降水量相关关系更为显著, 说明夏季降水量的多少在很大程度上决定着流量的丰枯, 而夏季径流量对降水量的响应最为敏感。这一关系与径流量和降水量的变化情况也恰好是吻合的, 即降水量的增加以夏季最为显著, 而径流量的增加则以夏季径流量的增幅最大, 因此夏季降水量的增加与夏季径流量的增加之间的关系十分显著, 而夏季流量的增加最终决定了年径流量的增加。
3.3气温变化对径流的影响
表2列出了各月气温和流量的相关关系, 可见在1、2、3、12月份等降水量较少的月份, 气温和流量的同期相关关系较为显著, 4、6、11月份等降水量和同期流量具有较为显著的负相关关系, 1月和12月径流和气温关系可能与近几十年来的冬季升温有关。
4径流量对气候变化的敏感性分析
4.1天然径流量计算公式建立
戴营水文站年径流量的形成受到气候变化的影响, 即年径流量与气候因素, 如同期气温、降水或前期气温、降水等存在密切相关关系;另外, 由于年径流的相依性, 年径流量自身也存在相关关系。因此, 戴营水文站年径流形成系统, 可以看作是一个多 (因素) 输入、单 (径流) 输出系统。以戴营站1956-1992年前37年年径流量、降水量和气温为输入因子, 建立混合回归预测模型如下[13]:
式中:Qt为戴营站天然年径流量;Qt-1, Qt-2为上2年年径流量;Pt为同期年降水量;Pt-1为上年年降水量;Tt为同期年均气温;Tt-1为上年年均气温。
1956-1992年率定期和1993-2000年检验期的年径流量模拟结果表明, 天然径流量计算值与实际值拟合效果甚好, 两者变化趋势基本一致, 模型率定期实测径流与模拟径流的线性回归系数为0.80, 模型检验期实测径流与模拟径流的线性回归系数为0.82, 说明由式 (1) 计算分析径流对气候变化的敏感性具有较高的可信度。
4.2径流量对气候变化敏感性分析
为了更好地为各种水利工程和国民经济建设提供可靠的水文设计数据, 本文研究了在全球气候变化情况下戴营站未来年径流量的变化情况。在模型率定、验证的基础上, 根据近几十年来的气候变化趋势, 同时为了更加明确地分析降水和气温变化对径流的影响, 采用Scenario方法, 假定气候因素中的降水和气温独立变化, 设定了15种情景方案。分别将1956-2000年的气温变化±1 ℃或不变, 降水量变化±10%或不变, 根据上述线性混合回归模型预测1958-2000年的年径流量, 将得出的15种情景方案结果与变化前相比较, 得到下面的结果。戴营站样本 (1958-2000年) 多年平均径流量为2.73亿m3。
从不同方案下的预测结果可以看出:随着气温的变化, 年径流有不同比例的增减, 气温增加, 年径流减少;气温降低, 年径流增加。这是由于气温的增加使得流域内的实际蒸发量加大, 在总来水量不变的情况下, 径流量趋于减少。降水量的增减也不同程度地影响年径流量的变化, 降水量增加, 年径流量相应增加;反之, 降水量减少, 年径流量减少, 且径流变化比例大于降水量变化比例。这是由于降水量的增大, 在水循环过程中增加了流域的来水量, 从而增加了径流量。在气温不变时, 降水量每年增大10%, 径流量增大25.64%;降水量减少10%时, 径流减少24.53%。降水不变时, 温度升高2 ℃, 径流分别减少4.13%;温度升高1 ℃, 径流分别减少1.79%;温度降低1 ℃, 径流增大2.89%;温度降低2 ℃, 径流增大5.23%。在温度和降水均不发生变化的情况下, 多年平均径流量增加0.55%。
运用混合回归模型预测各种气候变化方案下径流的长期演化情况, 对于水资源的变化研究有着重要的实用价值。
径流变化论文 篇8
变化环境下的水文 循环是21世纪水科 学研究的 热点方向, 是全球变化研究的热点与前沿问题[1,2]。早期的土地利用变化对水文影响的研究多针对条件可控制的源头小流域采用统计分析或者实验流域的方法, 自1970年Onstad和Jamine-son[3]提出使用水文模型研究流域土地利用变化引起的水文特征变化以来, 土地利用变化的水文效应研究由传统的统计学方法转向水文模型的方法。大多数使用水文模型评价土地利用变化主要关注的是输出 (径流量) 的变化, 但实际上不同时期率定的最优参数也可以反映流域系统的变化[4]。而模型参数的寻优方法从传统的牛顿迭代法、线性逼近法等到现代的粒子群算法[5,6]、遗传算法[7,8]等大都是基于以误差平方和为目标函数在其目标函数曲面上寻找参数优值, 但是其目标函数曲面所能提供的估计信息存在 诸多不合 理甚至是 错误的信 息。包为民[9]提出一种直接在参数函数曲面上寻找参数优值的寻优方法-函数曲面参数率定方法, 能够有效地避免常规参数寻优方法所带来的问题。目前, 三水源新安江模型在中国湿润、半湿润地区应用广泛[10,11], 鉴此, 本文选取新安江模型针对大坡岭流域使用函数曲面参数率定方法通过参数变化检验来研究流域内土地利用变化引起的径流特征响应。
1 函数曲面参数率定方法介绍
函数曲面参数率定方法由河海大学包为民[12,13]教授首先提出。其思想是相比于复杂的误差平方和目标函数的曲面, 参数函数曲面更加简单, 参数寻优过程更加直观, 获取的估计信息也更加真实可靠, 这也为参数率定方法提供了一种新思路。
1.1 函数曲面参数率定方法基本原理
对于一个给定的函数或者模型y (θ) =f (xi, θ) , 将给定观察样本xi, yi带入其中得:
式中:xi为观察值;yi随参数θ变化。
把式 (1) 定义为样本函数, 其对应的曲面为参数函数曲面或者函数曲面。不同的观察样本便对应不同的参数函数曲面, 将式 (1) 泰勒级数展开得:
式中:k为泰勒级数展开的阶数;θ (j) 为第j步获得的参数值;ξi为误差。
为便于理解, 以单参数为例:
假设有L组观察样 本, 将样本系 列带入式 (2) 中可得方程组:
式中:L为样本长度。
在进行参数估计时, θ (j) 表示第j步的参数估计值, 则对新的估计参数θ (j+1) 应使误差平方和达到最小, 即。用向量形式表示如式 (5) 所示。
式中:
可推导出新的最小二乘估计:
则递推估计为:
对多参数的函数或者模型使用泰勒级数展开也可得到类似式 (7) 的递推估计式。本文只考虑一阶泰勒级数展开, 即L等于1。
1.2 函数曲面参数率定方法计算步骤
1给定参数 初值θ0。2计算导数 矩阵DE和函数向 量f (j) 。3用式 (7) 确定新的参数向量θ (j+1) 。4判断θ (j+1) 是否最优, 如果是则寻优停止, 否则转入第2步继续循环。
2 大坡岭流域土地利用变化检验
2.1 流域简介
大坡岭流域位 于32°42′N, 113°75′E, 流域面积 为1 640km2。多年平均降水量918 mm, 多年平均 径流深为375 mm。汛期降雨受季风影响, 一般从每 年4, 5月份雨量 开始逐渐 增多, 随着江淮流域进入梅雨季节, 6月上、中旬汛期开始。流域地处我国南北 气候过渡 带, 气候温和, 多年平均 气温为11~16℃。
2.2 参数变化检验
新安江模型是长期以来许多学者应用的一个模型, 广泛地应用于我国湿润和半湿润地区, 并取得很好的应用效果[14], 限于篇幅, 在此不再赘述。现将函数曲面参数率定方法应用于大坡岭流域的新安江模型参数率定。参数率定采用大坡岭流域1964-2005年逐日降水、蒸发和实测流量资料, 整个资料系列共42年, 考虑到率定期的需要和对土地利用变化的检验, 本文将整个资料系列划分 为10年一个时 期, 分别为:1964-1975年;1976-1985年;1986-1995年和1996-2005年, 共4个时期。采用函数曲面参数率定方法分时期率定大坡岭流域日模型中KC、SM、KI和KG4个敏感参数, 随机给定10组参数初值, 其中约束条件KG+KI=0.7, 其余参数根据经验和流域水文特性确定[15]。
各时期参数率定结果显示采用函数曲面参数率定方法对随机给定的10组参数值, 各参数率定结果基本一致, 没有出现结果不唯一的现象。并且各参数的率定值都在各自物理意义范围内, 而且每次率定循环次数较少 (34~226) , 率定效率高。各时期参数结果如表1所示。
从表1中我们可以看出, 各个时期的参数不尽相同, 不同参数反映出各时期流域内水文特性和径流过程的差异。最明显的变化是蒸散发折算系数KC, KC从0.636增加至0.893。KC值越大意味着流域蒸散发能力越强, 这也就造成径流的减少。SM的值到1996-2005年减少为8mm, 表明流域表层蓄水能力变小, 植被相对 变得更加 稀疏, 洪水过程 可能更加 尖瘦。虽然率定时保持自由水蓄水库对地下水的日出流系数KG与自由水蓄水库对壤中流的日出流系数KI之和为0.7不变, 但是KG和KI各自的值却逐时期变化。KI朝着更高的比例变化, 意味着壤中流的比例在增加;KG则从0.34减少到0.30, 这样会造成更快的退水。
注:日模型中 KE 取1d, 表中 KE=1代表24h。
使用1964-1975年率定好 的最优参 数模拟1964-2005年全部的径流系列, 每年的相对误差分布图见图1。从图1中我们可以看到模型相对误差的分布明显分为两部分:1985年以前除少数年份模型相对误差大于20%以外, 其他都在0附近浮动, 且没有系统偏差。1985年之后, 各年模型相对误差则比较分散, 并且有系统偏差, 计算值大于实测值。表明土地利用方式发生了很大的变化导致模型模拟出现了系统偏差, 并且可以判断出土地利用向更加耗水的方向变化。
使用率定期 (1964-1975年) 率定的最优参数模拟全部的径流系列, 对各个时期计算总的径流深和相对误差结果见表2。从表2可以看到1964-1975和1976-1985年两个时 期总的径流深相对误差全部小于5%, 可以认为1985年之前土地覆被情况受人为影响因素较小, 土地利用变化可以忽略;而1986-1995年总的径流深相对误差 为 -11.7%, 1996-2005年总的相对误差高达-27.6%, 大于20%, 这表明1964-1975年率定的最优参数已经不再适 用, 这2个时期的 模型误差 远远大于1964-1975年和1976年-1985年的模型误差, 而且出现了很多相对误差特别大的异常值, 说明自1985年之后流域内土地覆被情况受到人类活动的剧烈影响, 土地利用发生重大变化, 而这种变化在1995年之后更加剧烈。相对误差的大幅增加也反映出模拟值跟实测值之间的差值在变大, 可以判别当前土地利用朝着更加消耗水的方式变化, 这与图1结果一致。
将各年的降雨量与 实测径流 深点绘降 雨 - 径流关系, 为1964-1985年和1986-2005年分别添加趋势线, 如图2所示。从图2中我们可以看出降雨 - 径流关系趋势线的斜率在土地利用变化较大的时期 (1986-2005年) 小于之前的时期, 表明相同的气候输入 (降雨和蒸发) 会导致输出 (径流) 的减少。这也反映出土地利用朝着更加耗水的方式变化。
3 结 语
(1) 将函数曲面参数率定方法应用于大坡岭流域日模型参数的优选中, 率定结果 显示使用 该方法估 计参数不 受初值影响, 率定结果稳定。率定时直接在参数函数曲面上寻找参数优值, 率定更加直接, 循环次数较少, 率定效率高, 是一种稳定的、有效的参数率定方法。
(2) 各个时期的模型参数不尽相同, 参数的变化反映流域内土地利用的变化。KC值的增加 意味着流 域蒸散发 能力加大, 这也就造成径流的减少;SM的值的减小表明流域表层蓄水能力变小, 植被相对 变得更加 稀疏, 洪水过程 可能更加 尖瘦。KI朝着更高的比例变化, 意味着壤中流的比例在增加而KG的减少则会造成更快的退水。另外, 通过参数模拟的全部径流的模型误差也反映出流域土地利用朝着更加耗水的方式变化, 且在1985年之后变化更加剧烈。这也表明参数变化检验对土地利用变化引起的径流响应也许是一种行之有效的方法。
摘要：介绍了一种基于水文模型参数变化检验来评价流域土地利用变化引起的径流特征响应的研究方法。针对目前以误差平方和作为参数估计目标函数会增加非线性系统局部优值等问题, 基于函数曲面参数率定方法利用新安江模型对大坡岭流域分时期进行日模型参数率定。结果显示函数曲面参数率定方法在实际应用中是可行的, 并且效率较高;参数变化检验方法对流域土地利用引起的径流特征响应研究是一种行之有效的方法。
径流变化论文 篇9
1 希尔伯特—黄变换
1.1 经验模态分解方法
经验模态分解方法的思想是对信号逐步进行分解, 提取出固有模态函数 (IMF) , 其实质则是一个筛分的过程。下面简要介绍一下IMF的计算步骤。
找出原时间序列x (t) 的各局部极值。极大 (小) 值定义为时间序列中某时刻的值, 其前后相邻的时刻值都比它小 (大) 。然后用3次样条函数进行插值, 得到原时间序列x (t) 的上包络线序列值xmax (t) 和下包络线序列值xmin (t) 。
求每个时刻xmax (t) 和xmin (t) 的瞬时平均值m (t) :
用原序列x (t) 减去瞬时平均值m (t) , 得到新数据系列:
求得的h (t) 如果满足在整个数据范围内极值点和过零点的数目相等或至多差一个, 且各个瞬时平均值为零, 那么h (t) 是IMF分量。否则把h (t) 当作原序列, 重复以上步骤, 直到满足上面2个要求, 求出固有模态函数为止。
在求出第1个固有模态函数I1 (t) 后, 也即从原序列中分解出了第1个分量。然后, 用原序列减去I1 (t) , 得到剩余值序列r1 (t) :
至此, 第1个固有模态函数的提取过程全部完成。然后, 把r1 (t) 作为一个新的原序列, 按照以上步骤, 依次提取第2, 第3……, 直至第n个固有模态函数In (t) 。最终, rn (t) 变成一个单调序列, 再没有固有模态函数被提取出来。
最后, 把分解后的各分量合并, 就得到原序列x (t) :
这样, 就把一个数据分解成为固有模态函数组和残余量之和。
1.2 Hilbe rt变换和Hilbe rt谱
通过EMD, 可以获得多个固有模态函数 (IMF) 的组合, 这样就可以对这些IMF分量进行Hilbert变换, 得到每个IMF分量的瞬时频率, 进而得到Hilbert谱。Hilbert变换是一种线性变换, 代表线性系统。如果输入信号是平稳的, 那么输出信号也应该是平稳的。下面对固有模态函数y (t) 进行Hibert变换:
式中:p——取积分的主值。
解析信号z (t) 可定义如下:
其中,
在此基础上, 可以把瞬时频率w (t) 定义为:
通过上式定义的瞬时频率是时间的单值函数, 在任何时间里有唯一确定的瞬时频率。为了使瞬时频率具有实际意义, 必须满足在任何信号经变换分解后, 得到的各个组的相位函数和瞬时频率等于正数或零。
2 端点效应
端点效应是存在于EMD分解过程中的一个非常棘手的问题。所谓端点效应, 是指在求取固有模态函数的筛分过程中, 当用3次样条函数拟合原时间序列的上下包络线时, 不能保证数据两端点就是极值点, 从而拟合得到的包络线在端点附近会偏离原信号的实际包络线, 使得分解出的固有模态函数失去实际的物理意义。所以, 只有对端点效应进行抑制, 才能保证经验模态分解的质量。在信号的高频分量, 由于时间尺度小, 极值间的间距小, 端部的边缘效应仅局限在两端很小的部分。但对于低频分量, 时间尺度大, 极值间的距离大, 端部的边缘效应就传播到信号的内部, 如果原始信号数据序列比较短时, 会严重影响EMD分解的质量, 使得分解出的IMF分量无实际物理意义。为了改善边界效应, 选用极值点对称延拓法来进行抑制。
该法分为2步:
第1步, 对原信号y (t) , 以端点为对称点向外对称加极值点。对长度为N的离散信号序列:Y (j) , T (j) =j, j=1, 2, 3, …, N;其极小值序列为:S (j) , Ts (j) , j=1, 2, 3, …, Ns, 其中S (j) =Y (Ts (j) ) ;其极大值序列为:M (j) , Tm (j) , j=1, 2, 3, …, Nm, 其中M (j) =Y (Tm (j) ) 。在原数据端点处, 以端点为对称点, 向外对称延伸Nc个周期的极值点。
第2步, 考虑端点是否作为极值点插入极值点序列。以近端点的极值点值作为判断的基准。前端点Y (1) , 当Y (1) ≥M (1) 时, Y (1) 作为极大值点;当S (1)
采用黄河上游贵德站1920年—2003年的年径流量资料, 对比分析了无端点处理的结果 (见图1) 和用极值点对称延拓法处理的结果 (见图2) 。
无端点抑制的EMD在两端处有发散现象, 导致上下包络线包络不完全。极值点对称延拓法较好地抑制了端点效应, 而且简单, 计算速度快, 占用存储空间小。但正如Huang所说, EMD分解过程中的端点效应可能是一个无法解决的问题, 我们能做的就是不断改进现有的方法, 争取能更好地抑制EMD的端点效应。
3 实例分析
采用1920年—2003年黄河上游贵德站的年径流量时序资料, 经Hilbert-Huang变换的结果表明, 黄河上游贵德站天然年径流序列分解见图3, 贵德站各阶IMF的时一频关系见图4, 天然年径流量时序可以分解为4个固有模态函数和1个单调递减的趋势项。天然年径流量时序的一阶IMF分量与原始序列相比有较好的一致性, 基本上可以反映序列的主要变化成分, 而且一阶IMF分量的频率变化最高。随着IMF阶次的递增, 以后各阶IMF分量的频率变化逐步降低, 波形也比原序列简单、规整, 非平稳性减弱。可以说明EMD方法的一阶固有模态函数包含了原始序列的主要信息, 对序列的影响相对较大, 而随着分解过程的逐步进行, 以后各阶IMF分量对序列的影响逐渐减弱。最后分解得到的趋势项是单调递减的, 表明自20世纪20年代至21世纪初, 贵德站的天然年径流量的变化总体呈下降趋势。
天然年径流量时序各阶IMF分量的中心频率依次为0.3922/年、0.1915/年、0.075/年和0.0218/年, 平均周期分别为2.55年、5.22年、13.33年和45.87年。频率表现为依次减小, 周期则由短变长。随着IMF分量阶次的递减, 频率也逐渐减小。从图4可以看出, 年径流量各阶IMF的波动能量基本上集中在0~0.2的频率内, 也就是5.22~45.87年的波动是贵德站年径流量变化的重要模式。
4 结论