北盘江流域光照水电站径流特性分析

肖 鹏

（贵州黔源电力股份有限公司 贵州 贵阳 550002）

1 流域概况

北盘江流域属珠江流域西江水系，流域发源于云南省曲靖市马雄山西北坡，河源至河口全长441.9km，天然落差1932m，全流域面积26557km2。光照水电站坝址位于北盘江干流中游，坝址集雨面积13548km2，多年平均降雨量 1178.8mm[1]。光照水电站是北盘江干流茅口以下龙头电站，装机1040MW，设计多年平均发电量27.54亿kW·h，多年平均流量257m3/s，多年平均径流量81.10亿m3，水库总库容32.45亿m3，具备不完全多年调节性能。

2 径流特性分析

2.1 年径流序列三性分析

水文现象随时间变化的过程称为水文过程或水文序列，它是一种自然现象，具有确定性和随机性变化规律[2]。确定性的变化规律突出表现在过程中有年、日等周期变化。随机性的变化特征则表现在随时间的增长，过程会出现逐渐上升或下降的趋势或跳跃的变化等现象。

本文在初始设计资料基础上，通过外延、补充资料，采用单累积曲线（图2-1）检查了光照坝址（1952年～2011年）的径流序列资料一致性，分析可得：尽管光照水库于2008年下闸蓄水，但资料一致性较好，满足要求；同时对径流资料也进行了可靠性及显著性检查，充分表明光照坝址（1952年～2011年）的年径流序列满足径流特性分析要求。

2.2 径流年际变化与年内分配

根据光照坝址（1952年～2011年）多年径流资料，多年平均流量为251m3/s，多年平均径流量为79.24亿m3。对其年径流序列进行统计分析（表2-1）得出，1992～2001年偏丰，2002年～2011年偏枯。偏枯时期径流量约为偏丰时期径流量的72%，反映了光照水电站坝址径流年际变化较大的特点。

光照坝址各月径流年内分配统计如表2-2所示，可以得出，全年径流集中在6月份～9月份，即主汛期，占全年径流的69.39%，其中尤以7月份最大，占22.13%，而3、4月份最小，充分反映了径流月分配不均匀的特点。

2.3 趋势成分分析

随着时间增长，对年径流序列的各值平均而言，或是增加或是减少，形成序列在相当长时期内向上或向下缓慢地变动。这种有一定规则的变化就称为趋势，若趋势出现在序列全过程，称为整体趋势；若只出现在序列中的一段时间，称为局部趋势[3]。采用Kendall秩次相关检验对光照坝址年径流序列作趋势分析。

Kendall秩次相关检验[4]是较为常用的统计方法，主要原理是针对序列｛X1，X2，…，Xn｝，先确定所有对偶值（Xi，Xj）（j＞i）中（Xi＜Xj）出现的个数，记为K。如果按顺序前进的值大于前一个值，表示具有上升趋势，k=（n-1）+（n-2）+…+1，总和为 n（n-1）/2，若全部倒过来则，具有下降趋势。的数学期望。采用检验对序列趋势成分进行显著性检验，构造统计量：

图1 北盘江流域水系图

图2-1 光照坝址年径流单累积曲线（径流：亿m3）

表2-1 年径流年际平均值分配统计表 （径流量:亿m3）

表2-2 年径流年内分配统计表 （径流量:亿m3、月占比:100%）

图2-2 光照坝址年径流局部趋势变化曲线（径流：亿m3）

图2-3 光照坝址年径流差积曲线（径流：亿m3）

流域 径流序列 存在突变点（是/否） 突变点（年）北盘江 光照坝址 是 2009

假设序列无趋势，给定一显著性水平或，查正态分布临界值。对序列趋势成分进行假设检验。若|U|＞Uα/2，则拒绝原假设，认为序列具有趋势成分；若|U|＜Uα/2，则接受原假设，认为序列中趋势成分不显著。

（1）应用Kendall秩次相关检验法对光照坝址径流进行趋势分析，取α=0.05，Uα/2=1.96，计算 U=-0.93，说明径流序列具有减小现象。

（2）在设计资料基础上，补充外延后的资料后，发现光照坝址多年径流量在多年平均值附近变化，在一段时间内也呈现出增加或减少的趋势，但是总体趋势不显著，仅具有局部趋势。

（3）从年径流距平后的差积曲线（图2-3）中表现出的变化可知，各年际间径流变化有一定趋势，具体表现出有少水年组与多水年组间交替变化的特征。

（4）光照坝址年径流局部趋势变化曲线（图2-2）大体呈现：1952年～1966年是周期为7年～8年的少水与多水年组间变化，196年～1974年为平水年组，1975年～1986年过渡为多水年组，1987年～1992年又变化为少水年组，1993年～2001年为多水年组；从2002年开始光照坝址以上呈现少水年组趋势，从2010年开始表现为偏枯，且在2011年为特枯，是有历史资料以来的极值年。

2.4 跳跃成分分析

跳跃成分识别：采用游程检验法[2]，该方法基于统计推断中的假设检验。假设存在某个跳跃项或突变点，年径流序列自此分为发生跳跃前、发生跳跃后两个序列，然后分别用A、B为两序列中的数值编号，然后将序列全部数值由小到大进行排序。统计相同字母（A或B）连续出现的个数，把每一连续出现同一字母的称为1个游程，每个游程所含元素的个数为游程长。当游程出现个数较期望的游程少时，就比较趋向于拒绝两个样本来自同一总体的假设。

采用上述方法对光照坝址年径流序列进行游程统计和假设检验，识别出的跳跃成分详见表2-3。

综合分析光照坝址径流序列存在的跳跃原因，可能受水库蓄水影响，产生了突变点。但因跳跃成分识别需要一定的经验性假设判断所以除了上述识别出的跳跃项外，年径流序列中也有可能存在其他跳跃成分。

2.5 周期成分分析

年径流序列具有的周期成分，主要取决于气候因素的变化，而气候因素则取决于大气环流的特点，大气环流的变化则受太阳活动制约。本文采用广泛应用的简单分波法，对排除跳跃成分之后的年径流序列进行近似周期成分分析。

简单分波法[5]基于统计推断中的假设检验。在对年径流序列按近似周期进行行、列分组之后，通过计算组内离差平方和与组间离差平方和，进而构建统计量，然后在给定的显著性水平下，对统计量进行假设检验若通过假设检验，即说明无明显周期，反之则存在周期成分；识别出周期成分之后，通过计算这一周期序列的均值，即可提取出该周期的成分。

通过应用简单分波法对年径流序列进行周期分离提取，得到径流序列存在15年、2年的准周期，其中15年尺度周期最显著。

3 结论

本文分析北盘江流域光照水电站坝址径流1952年～2011年的变化特性，得出以下结论：（1）径流的年际变化大致表现为1952年～1971年、1982年～2001偏丰，1972年～1981年、2002年～2011年偏枯的特征；年内分配特征则表现为径流集中于主汛期（6月～9月）。（2）年径流在一段时间呈现出增加或减少趋势，但总体趋势不显著，仅具有局部趋势，总体表现为径流减小。（3）年径流序列突变起始时间在2009年，序列也具有一定的周期，显著周期为15年。（4）年径流序列的减小趋势和突变发生原因有待进一步分析。陕西水利

[1]贵州黔源电力股份有限公司.贵州黔源电力股份有限公司水库调度手册[Z].贵阳.2009年:11.

[2]王文圣，丁晶，金菊良.随机水文学[M].北京.中国水利水电出版社，2008年:1.

[3]黄振平，陈元芳.水文统计学[M].北京.中国水利水电出版社，2011年:323.

[4]郭希望，李中平，刘其发.三峡工程坝址径流特性分析 [J].人民长江，2008,39（17）:96-98.

[5]肖志国.几种水文时间序列周期分析方法的比较研究 [D].南京：河海大学，2006年.