松花江流域1956—2014年径流量变化特征分析

汪雪格，胡 俊，吕 军，刘洪超，魏春凤，张 正，张 宇

(松辽流域水资源保护局 松辽水环境科学研究所，吉林 长春 130026)

松花江流域1956—2014年径流量变化特征分析

汪雪格，胡 俊，吕 军，刘洪超，魏春凤，张 正，张 宇

(松辽流域水资源保护局 松辽水环境科学研究所，吉林 长春 130026)

径流量；Mann-Kendal法；1956—2014年；松花江流域

利用松花江流域内嫩江的尼尔基、大赉断面，第二松花江的丰满水库、扶余断面，松花江干流的哈尔滨和佳木斯断面等6个干流水文站，以及洮儿河的镇西断面、霍林河的白云胡硕断面等2个支流水文站的1956—2014年水文监测资料，采用Mann-Kendal法分析了松花江流域主要干支流1956—2014年径流量变化规律和特征，结果表明：松花江流域干支流的径流量年际变化很大，经常出现连续丰水年和连续枯水年的情况，尤其是支流洮儿河和霍林河径流极值比非常大。松花江流域干支流径流量均有下降的趋势，其中嫩江、松花江干流、洮儿河和霍林河下降趋势较为明显，而第二松花江径流量下降趋势相对不显著。嫩江的突变点有两个，主要集中在1963和1991年；第二松花江没有突变点；松花江干流有两个突变点，分别是1967和1990年左右；洮儿河的突变点为1971和1995年；霍林河的突变点为1964年。松花江流域干支流研究水文站点的突变点均为减小突变。

水资源是经济社会发展的重要战略资源，地表径流是水资源的主要组成部分。地表径流作为地貌形成的外营力之一，参与在地壳中的化学过程，影响土壤发育、植物生长，以及湖泊、沼泽形成等，是地区工农业供水的重要来源，制约着地区社会经济的发展规模，在国民经济中具有十分重要的意义。随着全球变暖和人类活动影响加剧，河川径流量发生了显著的时空变化，直接影响了流域水资源的合理配置、开发与利用，以及河流生态系统的物理、化学和生物过程。

近几十年来松花江流域出现了持续而显著的增温现象[1-2]，土地利用格局[3-4]、降水和径流过程发生了巨大变化，并引起了湿地退化[5-6]、草地沙化和盐碱化等生态环境问题[7]，旱涝灾害发生的频率也在不断增加，严重制约了松花江流域经济社会的发展。在松花江流域1990年之后发生的洪灾中，以1995、1998、2013年的最为严重，其中1998年发生在嫩江、松花江的洪灾是中华人民共和国成立以来流域内发生的最为严重的一场洪灾，造成直接经济损失达480亿元，灾区主要位于黑龙江、吉林两省的西部及内蒙古自治区的东部，受灾县、市88个，受灾人口1 733万人。

近年来研究者们对松花江流域径流量变化进行了大量研究工作，认为降雨量和径流量整体呈现减少的趋势，然而关于径流量变化的研究主要集中在个别站点[8-11]、区域[12]、区段[13]、流域[14]，对全流域主要干支流径流量变化的研究较少。本研究以松花江流域嫩江及其支流洮儿河和霍林河、第二松花江和松花江干流为研究对象，分析松花江流域干支流的径流量变化特征、变化趋势及突变节点，以期为流域水资源的评价、开发、利用和管理等提供科学依据，这对流域水利工程建设和生态环境保护具有现实意义。

1 研究区概况

松花江流域位于我国的东北部，是我国七大流域之一，位于东经119°52′～132°31′、北纬41°42′～51°38′之间，东西宽920 km，南北长1 070 km，流域面积56.12万km2。松花江有南北两源，南源第二松花江发源于吉林省长白山天池，北源嫩江发源于大兴安岭伊勒呼里山中段南侧，两源于三岔河附近汇合后向东而流始称松花江。松花江流域西部为大兴安岭，北部为小兴安岭，东部和东南部为完达山脉和长白山脉，流域中部为松嫩平原，是主要的农业区，西南部丘陵地带是松花江、辽河两流域的分水岭。松花江流域地处温带大陆性季风气候区，春季干燥多风、夏秋降雨集中、冬季严寒漫长，多年平均气温-3～5 ℃、降水量400～850 mm、蒸发量1 000～1 700 mm。松花江流域人均水资源量为全国平均值的85%，单位面积水资源量仅为全国平均值的30%。

松花江流域范围内山岭重叠，满布原始森林，蓄积在大兴安岭、小兴安岭、长白山等山脉上的木材总计有10亿m3，是中国面积最大的森林区，同时矿产蕴藏量极为丰富，除了煤，还有金、铜、铁等。松花江流域土地肥沃，盛产大豆、玉米、高粱、小麦，以及亚麻、棉花、苹果和甜菜等。松花江还是中国东北地区的一个大淡水鱼场，每年供应的鲤、鲫、鳇、哲罗鱼等在4万t以上。因此，松花江虽然是黑龙江的支流，但对东北地区工农业生产、内河航运、人民生活等的意义都超过了黑龙江和东北地区其他河流。

2 研究方法

采用Mann-Kendal检验法进行径流量变化趋势及突变分析。Mann-Kendal检验法是时间序列数据趋势检验中使用广泛的一种非参数检验方法，该方法不需要样本遵从一定的分布，也不受少数异常值的干扰，适用于水文、气象等非正态分布的数据，计算比较简便[15-17]。

(1)Mann-Kendal趋势检验。在Mann-Kendal检验中，原假设H0为时间序列数据(x1,x2,…,xn)，是n个独立的、随机变量同分布的样本；备选假设H1是双边检验，对于所有的i、j≤n，且i≠j，xi和xj分布是不相同的。

定义检验统计量S为

(1)

式中：sign()为符号函数，当xi-xj<(=、>)0时，sign(xi-xj)分别为-1、0、1；S为正态分布，均值和方差分别为E(S)=0，Var(S)=n(n-1)(2n+5)/18。

当n>10时，标准的正态统计变量Z的计算公式为

(2)

在双边趋势检验中，对于给定的置信水平α，若|Z|≥Z1-α/2则原假设H0是不可接受的，即在置信水平α上，时间序列数据存在明显的上升或下降趋势。统计变量Z为正值时表示增加趋势，为负值时表示减少趋势。Z的绝对值在≥1.28、1.64、2.32时，表示分别通过了置信度90%、95%、99%的显著性检验。

(2)非参数Mann-Kendal突变检测。设时间序列为(x1,x2,…,xn)，Sk表示第i个样本xi>xj(1≤j≤i)的累计数，定义统计量Sk为

(3)

其中：

定义统计量UFk为

(4)

其中：

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

Var(Sk)=k(k-1)(2k+5)/72 (1≤k≤n)

UFk为标准正态分布，UF1=0，UFk是根据时间序列xi计算出的统计序列，再按照时间序列逆序(xn,xn-1,…,x1)，重复上面的步骤，得出UBk统计序列，同时令UBk=-UKk,i′=n+1-i(i、i′=1,2,…,n),其中UB1=0。

给定显著性水平，如α=0.05，那么临界值U0.05=±1.96，将UFk和UBk两个统计量序列曲线和±1.96两条直线绘制在同一张图上。若UFk或UBk值大于0，则表明序列呈现上升趋势，小于0则表示呈下降趋势。当它们超过临界线时，表明上升或下降趋势显著。超过临界线的范围确定为出现突变的时间区域。如果UFk和UBk两条曲线出现交点，且交点在临界线之间，那么交点对应的时刻便是突变开始的时间。

3 结果与分析

3.1 径流量年际变化分析

根据松花江流域内嫩江的尼尔基、大赉断面，第二松花江的丰满水库、扶余断面，松花江干流的哈尔滨和佳木斯断面6个干流水文站，以及洮儿河的镇西断面、霍林河的白云胡硕断面等2个支流水文站1956—2014年水文监测资料，分析各研究水文站历年径流量变化特征。各研究水文站点位置示意见图1。各研究水文站点径流量变化特征见表1。

图1 松花江流域各研究水文站点位置示意

表1 各研究水文站点径流量变化特征

从表1可以看出，松花江流域嫩江、第二松花江及松花江干流的6个主要水文控制站中松花江干流的哈尔滨和佳木斯站年径流量数值相对较大，其次是嫩江的大赉站，第二松花江的丰满水库站、扶余站径流量相对较小，嫩江的尼尔基站径流量最小，径流量空间分布不均匀。

松花江流域各研究水文站点1956—2014年径流量总体呈减少趋势(图略)，同时径流量年际变化很大，径流极值比为4.9～13.0，经常出现连续丰水年和连续枯水年的情况。

支流洮儿河的镇西站和霍林河的白云胡硕站年径流量很小，且呈减少趋势。镇西站的年径流量为11.66亿m3，霍林河只有2.84亿m3。这两个水文站径流极值比非常大，分别为54.1和98.0，表明径流量年际分布极不均匀。除个别年份为丰水年外，其他年份枯水年较多，整体来说洮儿河流域和霍林河流域干旱少水。

3.2 径流量变化趋势分析

对尼尔基、大赉、丰满水库、扶余、哈尔滨、佳木斯、镇西和白云胡硕水文站1956—2014年径流量序列进行Mann-Kendal趋势检验，结果见表2。

从表2可知，松花江流域内8个研究水文站的Z值均为负值，说明各站点的径流量均呈减少趋势。其中，大赉、哈尔滨、佳木斯和白云胡硕水文站的|Z|>2.32，通过了显著性水平0.01的检验，说明这4个水文站的径流量下降得非常明显；尼尔基、镇西站的|Z|>1.64，通过了显著性水平0.05的检验，说明这两个水文站的径流量存在明显的下降趋势；丰满水库站的|Z|>1.28，通过了显著性水平0.10的检验，说明丰满水库站径流量下降得也较为明显；而扶余站的|Z|<1.28，未通过显著性水平0.10的检验，说明该站点径流量下降趋势不显著。

表2 各测站趋势检验结果

3.3 径流量变化突变分析

通过Mann-Kendal突变检验方法得出尼尔基、大赉、丰满水库、扶余、哈尔滨、佳木斯、镇西和白云胡硕水文站1956—2014年径流量Mann-Kendal统计量曲线见图2—9。松花江流域径流量突变分析结果见表3。

表3 松花江流域径流量突变分析结果

图2 嫩江尼尔基站Mann-Kendal统计量曲线

图3 嫩江大赉站Mann-Kendal统计量曲线

从图2、3可以看出，嫩江尼尔基站和大赉站的Mann-Kendal统计量曲线不太一致。尼尔基站在置信区间的交点出现在1963、1999、2009、2011、2012、2014年，其中1963年为突变点，1964年UF曲线超越了置信区间，径流量有一个突变减小的过程，其余交点还构不成突变点；在置信区间之外的交点有1983年，说明1983年开始有增加的变化趋势，但是并没有达到突变的水平，因此该点不是突变点。大赉站在置信区间内的交点出现在1963、1991年，且均为突变点；在突变点1963年之后的1964年UF曲线超越了置信区间，径流量有一个突变减少的趋势；在2002年左右UF曲线超越了置信区间，径流量有一个突变减少的趋势。

图4 第二松花江丰满水库站Mann-Kendal统计量曲线

图5 第二松花江扶余站Mann-Kendal统计量曲线

第二松花江丰满水库站和扶余站的UF曲线和UB曲线基本都在置信区间内，变化趋势不明显。其中丰满水库站的UF和UB曲线在置信区间内的交点出现在1957、1959和1967年，扶余站的UF和UB曲线在置信区间内的交点出现在1957年，它们都没有通过95%置信区间的检验，所以不是突变点。

图6 松花江干流哈尔滨站Mann-Kendal统计量曲线

图7 松花江干流佳木斯站Mann-Kendal统计量曲线

松花江干流的哈尔滨和佳木斯站的Mann-Kendal统计量曲线基本一致。哈尔滨站UF和UB曲线在置信区间内的交点出现在1967、1993年，且均为突变点，在1975和2002年左右UF曲线超越了置信区间，径流量有突变减小的过程；在置信区间之外的交点有1983年，说明1983年开始有增加的变化趋势，但是变化没有达到突变的水平。佳木斯站UF和UB曲线在置信区间内的交点出现在1967、1989年，且均为突变点，在1975和2002年左右UF曲线超越了置信区间，径流量有突变减小的过程。

图8 洮儿河镇西站Mann-Kendal统计量曲线

洮儿河镇西站UF和UB曲线在置信区间内的交点出现在1967、1971、1995年，其中1971和1995年为突变点，在1978和2006年左右UF曲线超越了置信区间，径流量有突变减小的过程；在置信区间之外的交点出现在1985年，说明1985年开始有增加的变化趋势，但是变化没有达到突变的水平。

图9 霍林河白云胡硕站Mann-Kendal统计量曲线

霍林河白云胡硕站UF和UB曲线在置信区间内只有一个交点，即1964年，为突变点，在1965年左右UF曲线超越了置信区间，径流量有一个突变减小的过程。

4 结 论

(1)松花江流域干流及支流的年径流量空间分布不均匀，年际变化很大，经常出现连续丰水年和连续枯水年的情况，尤其是支流洮儿河和霍林河径流极值比非常大，分别达到了54.1和98.0，说明径流的年际分布极不均匀。

(2)1956—2014年松花江流域干支流径流量均有下降的趋势，其中嫩江、松花江干流、洮儿河和霍林河下降趋势较为明显，而第二松花江径流量下降趋势相对不显著。

(3)嫩江的突变点有两个，主要集中在1963和1991年；第二松花江没有突变点；松花江干流有两个突变点，分别是在1967和1990年左右；洮儿河的突变点为1971和1995年；霍林河的突变点为1964年。整个松花江流域干支流研究水文站点的突变点均为减小突变。

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(责任编辑 李杨杨)

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A

1000-0941(2017)10-0061-05

受松花江流域河湖连通特征及修复技术研究项目(201401014)资助

汪雪格(1978—)，女，河北新乐市人，高级工程师，博士，主要研究方向为流域规划环境影响评价。

2017-07-15