西安市皂河流域降雨径流估算及其特性分析

赵 静,宁有丰,沈 冰

(西安理工大学 教育部西北水资源与环境生态重点实验室,西安 710048)

0 引 言

城市化的不断加剧,产生了一系列的问题,由此而引发的水文问题也较为突出[1]。下垫面特性的改变、排水系统的管网化及城市河道的人工整治等因素造成了城市径流特性的改变,对城市径流的研究显得尤为重要。

皂河是渭河的一级支流,发源于西安市长安区境内,流经长安区、在下塔坡流入西安市,于草滩农场汇入渭河。皂河全长约32 km,其中西安市城区段长约27 km,流域面积约260 km2。皂河是西安市南郊、西郊雨洪排泄的出路,贯穿西安市部分中心区,承担着西安市排污功能,据调查沿途有16条城市雨水管网汇入,一直以来河里流动的几乎全部是生活污水和工业废水。因此皂河污染较为严重,但皂河入渭污染物总量往往难以计算,主要原因是对其径流特性的研究偏少,本文运用径流系数法推求流域降雨径流,并研究其特性,在一定程度上弥补因资料缺乏而无从研究这一缺陷,为以后更加深入的研究奠定了基础。

1 资料与方法

皂河上未设立水文站,流量数据无从获得。因此,本文中应用径流系数法根据流域内降雨资料和下垫面状况推求径流[2-3]:

式中R为径流深(mm);P为降雨量(mm);F为面积(km2);W为径流量(m3)。

首先将流域分为上、下游两部分,上游用长安气象站的降雨量资料(1971～2008年);下游用西安市市区气象站的降雨量资料 (1971～2008年),并且不同下垫面的径流系数的选取有所不同,具体见表1。

表1 流域不同下垫面面积及径流系数Table 1 Area and runoff coefficient of different underlying surfaces in the basin

2 数据分析

上述方法求得1971～2008年的年径流序列,其统计量:多年平均年径流量为0.45×108m3,最大极值和最小极值分别出现在1983、1995年,极值比为2.85,CV值为0.16,说明径流量年际变化不大。

2.1 趋势分析

对于年径流序列的趋势特性,采用5 a滑动平均及肯德尔趋势检验法[4-5]进行分析。年径流过程及其线性趋势和5 a滑动平均,见图1。

图1 年径流过程及其趋势和5 a滑动平均Fig.1 Sequence of annual runoff and its linear trend and 5-years running mean

趋势分析研究的是时间序列的顺序递增或递减的变化规律,肯德尔趋势检验是非参数检验方法。此处给定显著水平α=0.05,得出径流量的检验统计量U=-0.088,|U|=0.088＜Uα/2=1.96,则可认为年径流量略呈下降趋势,但不显著。

由图1可见,总体趋势基本持平,说明多年情况下,年径流量变化不大。其中1983年和2004年出现极大值,20世纪70年代中期至80年代中期径流量有所增加,80年代至21世纪初呈减少趋势,之后开始有增大的趋势。图1中径流量变化有增有减,呈现一定的周期特性,下面予以分析。

2.2 周期分析

研究年径流的变化规律,周期分析尤为重要。用于周期分析的方法较多,其中小波分析应用非常广泛,径流量的变化在时域中具有多层次时间尺度结构和局部变化特征,大多文献中小波分析取得较好的效果[6-7]。

径流序列是一离散化的过程,采用与之匹配的离散小波变换方法。首先将径流序列标准化,小波函数用Morlet小波:

绘制小波变换系数实部的时频分布,并计算小波方差和小波变换系数,见图2。根据小波方差随尺度a的变化过程图,确定序列中存在的主要时间尺度,即为周期。

图2(a)中可以看出各时间尺度的强弱分布, 3～7 a尺度表现非常明显,16～19 a的尺度较为突出,中心尺度在17 a左右。同时结合图2(b),小波方差出现极大值时的时间尺度,得出年径流量序列存在准3 a、准6 a和准17 a的周期。图2(c)给出了3 a、6 a和17 a的小波变换系数过程,正的小波系数对于径流量偏大期,负的小波系数则对于径流量偏少期。

2.3 持续性分析

R/S分析法已被大量用于趋势预测的研究中[8-10],显示了其在非线性趋势分析中的优越性。R/S分析法是由赫斯特 (Hurst)提出的,通过计算时间序列的赫斯特指数H,根据 H的大小来判断时间序列是否具有Hurst效应。当H=0.5时,时间序列是一种随机游动序列,序列中各个时间的观测结果之间完全独立,相互无依赖,具有随机性;0≤H＜0.5时,说明时间序列具有长期反相关性,即未来的总体趋势与过去相反,过程具有反持续性,H值越接近0,这种反持续性越强;0.5＜H≤1时,表明时间序列具有长期正相关性,即过程具有持续性,序列未来的变化将与过去的变化趋势一致,H值越接近1,持续性越强。

本文运用R/S分析法研究皂河流域年径流量的持续特性,计算结果见图3。

图3 年径流量的R/S分析Fig.3 R/S analysis of annual runoff

由图3可见,年径流序列存在明显的Hurst效应,其赫斯特指数H=0.528 6＞0.5,表明径流序列呈长期正相关性,径流过程具有持续性,未来的年径流变化将与过去的变化趋势一致,径流量2000年以后有增加的趋势,未来的年径流量也将延续这一趋势,持续增加,由于 H值略微＞0.5,则说明其持续性总体表现趋势较弱。

2.4 突变性分析

许多学者在用Mann-kendall法分析突变特性这一方面已做了大量的研究[11-12],基本原理文中不予详述,该方法的应用已经较为成熟,可大概确定突变点发生的位置。

给定一定的显著水平,若统计量UF和UB构成的曲线超过了正负临界值直线,则表明原序列具有显著的上升或下降趋势;若UF和UB构成的曲线在临界值直线内有交点,则原序列存在突变跳跃,该交点出现的时刻即为跳跃开始时刻。此处给定α=0.05的显著水平,分析结果见图4。

图4 年径流量的M-K检验Fig.4 M-K check of annual runoff

由图4可见,统计量UF和UB构成的曲线没有超出正负临界值直线,说明径流序列变化趋势不显著,这与上述趋势分析结果基本是一致的。两条曲线的交点出现在1976、1985年和2006年,年径流序列在这3个时间发生突变。

3 结 语

本文用径流系数法推求皂河流域径流量资料,通过对径流特性的分析,得出以下结论:

1)流域年径流序列年际变化不大,略呈下降趋势,但此趋势并不显著;

2)对径流量进行小波分析,得出该流域年径流量存在3 a、6 a和17 a的准周期;

3)运用R/S分析讨论年径流的持续性,年径流序列存在Hurst效应,具有持续性,但该持续性较弱;

4)Mann-kendall检验分析年径流的突变特性,分析结果为年径流在1976、1985年和2006年发生了突变。

因为本文中的径流量资料是由径流系数法推求,主要是由降雨产生的径流,而非皂河实际入渭径流,皂河入渭的径流量还应包括部分城市排污水量;并且随着西安市城市化不断加剧,流域下垫面性质在不断发生改变和城市污水排放范围不断扩大,而造成文中所用的径流量数据有所偏差。

此外,来自流域外的饮水以及流域自身污水的排放造成了城市径流量的变化,这些研究都有待进一步的深入。

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