气候变化对和田河径流的影响研究

周晓曦，阿布都热合曼·哈力克

(新疆大学资源与环境科学学院绿洲生态教育部重点实验室，乌鲁木齐 830046)

0 引 言

气候变化是全球环境变化的重要体现，也是改变河川径流量的主要因素[1]。气候变化对径流的影响呈现出多样性和复杂性的特征，主要是通过气温和降水的变化影响河流径流的补给、蒸发和流域的汇水等[2]。在剧烈变化的全球大环境下，气温上升显著，水文过程的下垫面条件随之改变，导致一系列水资源问题，尤其是对河流径流的影响日益趋增，所以近年来关于气候变化对径流的影响已经成为国内外研究学者的热点问题。在国外，Jiang C[3]等根据Budyko型方程来分析气候变化和人类活动对径流的贡献，结果表明气候变化是影响径流的主要驱动因素；Zhang L[4]等分析了引发了黄河及其支流中游径流量的显著下降的原因主要是大规模的植被恢复和气候变化。而在国内，杨霞[5]利用SWAT模型研究了乌伦古河流域气候变化对径流影响，得出降水不变，流域气温升高1℃，径流减少1.60%，径流与气温呈负相关关系；胡浩云等[6]利用模型对9种气候情景和土地利用组合进行径流模拟，揭示了气候变化对流域的径流量的影响程度不同；刘贵花等[7]对赣江径流进行气候变化和人类活动定量分析研究，表明降水是影响赣江流域径流年际变化的主要因素。

新疆位于中国西北干旱区，而且也是对气候变化响应比较敏感的地区之一。根据相关文献表明，西北干旱地区的水资源系统主要以冰雪融水为基础，在全球气候变化背景下，表现出的脆弱性非常明显[8]。气候变化对西北干旱区水资源影响的研究成为社会各界关注的焦点。新疆南部地区是我国冰雪对河流径流补给较丰富的地区，在径流对气候变化的响应中，冰雪补给径流对气候变化最为敏感，因此是影响河流径流变化的最主要自然因素。受全球气候变化的影响，新疆近年来气温有明显的上升趋势，河流径流量呈现增加的势头。基于这种情况，不少学者在新疆地区径流变化趋势研究方面开展了比较全面的研究工作，尤其针对气温、降水和冰川融化与径流变化之间的关系作了系统分析[8-10]。而对于地处沙漠南缘的和田地区气候变化对于和田河的相关研究较少，所以本文以和田河为研究区域，基于DPS、excel及标准值法采用数理方法来分析和田河的径流变化特征，认识其演化的周期性和趋势性，不仅对认识资源环境系统具有重要意义，而且对区域可持续性发展提供一定的科学依据。

1 研究区概况

和田河是塔里木河的第三大支流、是塔里木河的主要源流之一。和田河流域位于塔里木盆地南缘、地理位置介于东经 77°25′～81°43′、北纬34°52′～40°28′、流域总面积48 870 km2[11]。流域包括的行政区为：和田行政区的和田县、市、墨玉县、洛浦县、皮山县和策勒县的一小部分；阿克苏行政区的阿瓦提县一部分。其中东支玉龙喀什河发源与昆仑山北坡、河长504 km、多年平均径流量22.5 亿m3、径流量较大、习惯上作为和田河主流。西支喀拉喀什河发源于昆仑山和喀喇昆仑山、河长808 km、多年平均径流量21.7 亿m3。两河在阔什拉克(北纬38°05′、东经80°33′)附近汇合后称为和田河、从两支流汇合口至和田河口末端(北纬40°29′10″、东经80°56′40″)河长319 km。

2 资料和方法

研究区1953-2014年气候资料降水(0.1 mm)、气温、湿度(1%)均在中国气象数据共享网下载，和田河径流量来自野外考察资料(同古孜洛克站和乌鲁瓦提站)相加求年均值。

本文主要采取以下几种方法：

(1) 线性趋势方法。本文以时间序列为自变量，气候条件为因变量，建立一元回归方程。设y为某一气象变量，t为时间(本文为年或月)，建立y与t之间的一元线性回归方程，

y=a+bx

(1)

把b*10称为变化倾向率，单位为℃/10 a或mm/10 a等，b值是反应上升或者下降的变化趋势，b>0表示在计算时段内呈上升趋势，b<0表示呈下降的趋势，b值的绝对值的大小可以度量其演变趋势上升或者下降的程度[12]。

(2)Mann-Kendall检验法。Mann-Kendall是一种非参数统计检验方法，在此利用统计软件 DPS 对和田水文站1953-2014年的观测径流数据进行M-K检验，检验的置信水平设为0.01。假定时间序列变量为X1，X2,…,Xn，n为时间序列的长度，构造秩序列Sk:

(2)

其中：

式中：Xi，Xj分别为i，j年相应的测量值，且i﹥j；在时间序列随即独立的假定下,定义统计量UFk：

(3)

式中UF1=0，E(Sk)，Var(Sk)是累计数Sk的均值和方差，可由下式求出：

E(Sk)=K(K-1)/4

Var(Sk)=k(k-1)(2k+5)/72

(4)

式中：k=2,3,…,n。

UFi为标准正态分布，是按照时间序列计算出的统计量序列,给定显著性水平a，若|UFi|﹥Ua，则表明趋势存在明显的趋势变化。按时间序列逆序Xn，Xn-1，…,X1，重复上述步骤，且使UBK=UFK(K=n，n-1，1)，UB1=0。

若UF或UB大于0，则表明序列呈上升趋势，反之呈下降趋势，当他们超过临界值时，表明上升或下降的趋势显著。且交点在临界区域内，那么交点对应的时刻便是突变开始的时间[13]。

(3)功率谱分析。谱分析是非常重要的时间序列和空间序列分析方法。在时间序列分析中，这种方法叫作功率谱分析；在空间序列分析中，该方法叫作波谱分析。本文是采用功率谱分析来计算气候因子的周期性，是根据陈彦光《基于Excel的地理数据分析》方法：

②快速傅里叶变换(FFT)：计算离散傅里叶变换的快速方法，有按时间抽取的FFT算法和按频率抽取的FFT算法。前者是将时域信号序列按偶奇分排，后者是将频域信号序列按偶奇分排。它们都借助于的两个特点：一是周期性；二是对称性。

③计算谱密度P(f)：

P(f)=1/T|S(f)|2=1/T(a2+b2)

(5)

式中：a为复数的实部(real part)；b为虚部(imaginary part)；T为样本路径长度，在本文实则补充0后的数据序列长度，对于本例，T=64。但是该方法比较繁琐，所以本文使用的是Excel工程函数“imAbs”即，返回复数的绝对值(模)。

④绘制频谱图，首先要计算频率，因为二者相差常数倍(2π)，则f=时序/T，采用的频率变化范围 0～1，则绘制的频谱图是对称的，实际上，另一半是多余的。因此，我们可以以对称点f=0.5 为界，截取前面一半的数据，如果存在周期，则在尖峰突出的最大点可以找到，最后根据T1=1/f1(6)，算出周期[14]。

(4)变差系数Cv。Cv值反映年径流量总体离散程度，Cv值大，年径流的年际变化剧烈，这对水利资源的利用不利，而且易发生洪涝灾害；Cv值小，则年径流量的年际变化小，有利于径流资源用。

(7)

式中：n是观测年数；ki是第i年的年径流变化率。

为了消除年径流量中Cv值的影响，本文运用公式(K-1)/Cv(8)对径流量进行归一化处理，其中为呈现流量的阶段性变化情况，计算了其差积曲线，纵坐标表示为∑(K-1)/Cv，K为模比系数。模比系数差积曲线主要反映径流或降水序列是否经历丰水和枯水过程。差积曲线的上升段反映丰水期，下降段反映枯水期[15]。

3 和田河径流量变化特征

由图1可见，和田河年径流量变化是呈波动上升的趋势，倾向率为0.3123，其中，1953-1977年径流变化波动幅度相对较小，而1978-2014年径流变化幅度是相对较大，总体来看和田河径流量是不断地波动上升的，这也和邹朝望等的相关研究相符合[16]。从图2和田河年径流量模比系数差积曲线图可见，1953-1975和1988-2001年是枯水期、1976-1987和2002-2014年是丰水期。虽然和田河有丰水期和枯水期，但是他的变化在零刻度线以下所以年际变化不明显。

图1 和田河径流量年际变化曲线图 Fig. 1 Hotan River runoff interannual variation graph

图2 和田河年径流量模比系数差积曲线图Fig. 2 Hotan River annual runoff coefficient differential mode than the plot graph

4 和田河流域气候变化特征

4.1 流域降水变化特征

如图3可知，在0.05的显著性水平下，曲线UF基本是在0以上，说明和田河流域历年降水量是呈现增加的趋势，但是波动也比较大。UB和UF均未超过临界直线，二者在临界范围之内有交点，交点年份是2001年，说明2001是突变年份，但是和田站1953-2014年降水增加趋势不显著。从图4可以看出，和田河流域频率突出点较多，参差不齐，但是只有最高点是f=0.19，通过了在0.05显著水平下的检验，所以根据公式(6)得出T=5，说明和田河降水变化的周期是5 a。

总体来说，通过突变检验可以得知：和田河流域降水呈增加的趋势但是，波动性比较大，增加不明显，显著性水平不高。通过功率谱分析，流域降水变化周期是5 a但突出点较多，周期变化幅度不大。

图3 降水突变分析图Fig. 3 Precipitation mutation analysis chart

图4 和田河流域降水历年功谱率图Fig.4 Hotan River Basin precipitation rate over the years the power spectrum of FIG

4.2 流域气温变化特征

如图5可知，在0.05的显著性水平下，曲线UF从1978年以后都在0值以上而且超过了临界线，说明和田河流域历年温度是呈现增加的趋势及变化比较显著。据曲线UF和曲线UF相交于1997年，说明1997年是突变年份，从1997年以后UF值逐渐增大，且超过了0.05显著性水平。从图6可以看出，频率最高点是f=0.08，而且只有这个点通过了显著性检验，所以根据公式(6)得出T=12.5，说明和田河降水变化的周期大约是13 a。

总体来说，通过突变检验得出：和田河流域温度呈增加的趋势而且显著性水平高，从突变年份到2014温度在持续递增，这也符合近来全球气候变化一致。通过功谱率分析得出：流域温度变化周期是13 a，周期变化比较大。

图5 气温突变分析图Fig.5 Temperature mutation analysis chart

图6 和田河流域温度历年功谱率图Fig.6 Hotan River Basin over the years the power spectrum of temperature rate diagram

5 气候变化对和田河径流量的影响

5.1 影响径流量变化的主要气候因子分析

为了对所得到的不同数据资料进行比较及进行相关性检验分析和建立逐步回归方程：即对数据做标准化处理是第一步，因为在气象的每个影响因素当中，每个要素的单位不相同，标准差和平均值也就会不一样，计算出的结果也会有差异，所以为了使它们比较能在同一水平下进行，常使用标准化的数据处理方法，让他们成为无单位的变量在同一水平上，即消除量纲，这种变量称为标准化变量。常用的数据标准化方法有最大值法、最小值法、标准差法等。本文采用如下标准化公式：

运用公式对序列x1、x2、x3,…,xn进行变换：

(9)

将和田河流域1953-2014年的气温、降水、湿度、径流量进行变换得到标准化值Ti(气温)、Pi(降水)、Ei(湿度)、Ri(径流量)，然后绘出如图7～图9所示。

图7 和田河流域年径流量与气温标准化数据序列变化趋势图Fig.7 Annual runoff and temperature trends standardized data sequence Hotan River Basin

图9 和田河流域年径流量与湿度标准化数据序列趋势图Fig.9 Annual runoff and humidity standardized data sequence trend the Hotan River Basin

由图6可知，和田河流域的气温和年径流量呈现出总体增加的趋势，而且变化趋势非常接近，从20世纪80年代以后丰水阶段和温度的增长是一致的，以前枯水阶段和温度的增长也是一致的，因为和田河径流量的增长或减少主要是依靠冰雪融水补给，这也和全球温度的升高有相关联系。从图7可知，年径流量和降水的变化趋势也基本一致但是降水相比年径流量变化幅度较大，由上图可看出和田地区年降水量偏少，主要是该地区深居内陆，属于荒漠气候，降水稀少。从图8可知，虽然湿度相比径流量变化幅度较大，但是20世纪80年代前后就是一个分界线，80年代以前两者的变化趋势一致，以后变化幅度就有明显的差异，主要是因为该地区受气候变化和人类活动的影响较小，80年代以后随着全球气候的变化，温度升高，年降水量减少，蒸发量增加，湿度相对的减小所致。

5.2 气候变化对径流的影响

本文利用和田水文站1953-2014年的年降水序列、年平均温度序列以及年湿度序列，与和田河1953-2014年的年径流量序列在DPS中进行逐步回归分析并进行显著性检验，结果得出和田河年径流量与年平均温度的相关系数为0.437，和年均降水量的相关系数为0.088，和年湿度的相关系数为-0.315，温度和降水量通过了显著水平a= 0.05的检验，但是湿度没能通过显著水平的检验，又因为温度对径流量的相关系数大于降水量对径流量的相关系数，所以只选年均温度被选入回归方程。回归方程为：

Y径流量=5.692 8X温度-31.394 7

(10)

运用以上回归方程来进行温度对径流量影响的量化研究，分析如表1所示。

表1 和田河流域不同温度对径流量的影响Tab.1 Effects of different temperatures on theHotan River Basin runoff

注：X为年均温度，ΔX代表和田河气温距多年均值增加或减少的百分率；Y表示由式算出的对应温度的和田河年径流量；ΔY表示和田河年径流量距多年均值增加或减少的百分率。

由上表1可以看出，当和田河流域温度偏多或偏少2%时，和田河年径流量会偏多3.2%或偏少0.8%，温度偏多或偏少4%时，和田河径流量会偏多6.8%或偏少6.7%；当温度偏多或偏少6%时，径流量会偏多10.3%或偏少10.7%的响应。

6 结果与结论

西北干旱区社会经济发展、生态环境的安全，以及未来经济社会可持续发展主要是受制约与水资源的变化。气候变化是一个复杂的、多样的系统问题，包含要素多，关系错综复杂。随着全球气候变暖而引起的水资源的变化，将会使干旱区在开发和利用资源的过程中生态保护和经济发展的矛盾日益尖锐。影响径流量的因素也很多，除了主要受气候变化的影响，另外流域下垫面对径流量也有影响，尤其是随着社会经济的日益发展人类活动对气候变化和径流量的变化也起着越来越重要的作用，而径流量对气候变化的响应也是很复杂的。另一方面，由于受资料条件的限制，人类活动因素在研究过程中未加以考虑，这需要在后继工作中进一步加以研究 本文通过和田河流域1953-2014年62 a的气候资料(温度、降水、湿度)以及水文站径流资料进行分析研究，得出以下结论：

(1)对和田河流域的降水、温度做Mann-kendall检验得知，降水变化虽然在临界线之内有突变点，但是降水降水变化显著性不明显，增加趋势不大，温度变化的显著性比较大，1997年是突变年份，从1997年以后UF值逐渐增大，且超过了0.05显著性水平，而且增加趋势大。

(2)对和田河流域的降水、温度做功率谱分析得出，和田河流域频率突出点较多，但是只有最高点是f=0.19，通过了在0.05显著水平下的检验，所以根据公式(6)得出T=5，说明和田河降水变化的周期是5年。温度频率最高点是f=0.08，而且只有这个点通过了显著性检验，所以根据公式1.6得出T=12.5，说明和田河降水变化的周期大约是13 a。

(3)对和田河流域62 a的气候因子(湿度、气温、降水量)序列和径流进行相关性分析，湿度同径流间的相关系数为-0.315，降水量同径流间的相关系数为0.088，温度同径流见的相关系数为0.437，根据相关系数显著性检验，降水和温度的相关系数均通过了a=0.05的置信检验，降水、温度和径流之间是正相关，说明他们是促使径流量增加的要素；湿度与径流之间是负相关，湿度的大小往往径流的大小相反。

(4)和田河年径流变差系数是0.28，反映出和田河径流的多年变化的年变差系数相对较大，径流年际变化不稳定，总趋势是在波动上升，倾向率是0.312 3。其中1953-1975和1988-2001年是枯水期、1976-1987和2002-2014年是丰水期。虽然和田河有丰水期和枯水期但是他的变化在零刻度线以下所以年际变化不明显。和田河流域温度偏多或偏少2%时，和田河年径流量会偏多或偏少-3.8%～2.9%，温度偏多或偏少4%时，和田河径流量会偏多或偏少-7%～6.5%；当温度偏多或偏少6%时，径流量会偏多或偏少-11%～10%的响应。

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