乌裕尔河流域水文气象要素变化特征分析

李天宇，林山杉*，李朝阳，冯 永

(东北师范大学 环境学院,吉林 长春 130117)

在全球变暖的大背景下，河流流域内降水、气温、径流等水文气象要素也会发生不同程度的改变[1].对区域水文气象要素变化规律进行分析研究，可为自然保护区的保护治理工作提供更科学的依据[2]，对区域的水资源开发利用与保护具有重要的意义．

乌裕尔河流域地处黑龙江省境内，位于松嫩平原西北部，平均海拔在200 m以下[3].乌裕尔河全长587 km，流域面积23 110 km2，地势平坦，属于平原区河流冲击型地貌[4]．位于乌裕尔河中上游的是乌裕尔河自然保护区，处于乌裕尔河下游的是扎龙湿地自然保护区[5-8]．

迄今为止，乌裕尔河自然保护区受人类活动影响较少，其独特的天然性质代表了松嫩平原湿地生态系统的自然特征，研究其现状规律对保护湿地生态资源具有重大的实际意义[9-11]．近年来已有不少研究涉及嫩江流域.董李勤研究了气候变化对嫩江流域湿地水文水资源的影响及适应对策[12]；刘大庆等分析了嫩江流域径流演变规律及其归因[13]；孙万光研究了气候变化对扎龙湿地水文特性的影响[14]．以上研究主要涉及嫩江水系水文气象要素的变化趋势、波动性、周期性、持续性以及相互关系，但对乌裕尔河流域的研究不够深入．

文中以乌裕尔河流域水文气象要素为研究对象，对流域内4个气象站54年的气象资料和12个水文站22年的水文资料进行分析，利用M-K法结合Matlab对各水文气象要素进行突变检验，探究各要素的突变性[15]．最后对气温、降水量、蒸发量和径流量进行多元线性回归分析，找出要素之间的相互影响关系[16-17]．

1 数据来源及研究方法

1.1 数据来源

以乌裕尔河流域龙安桥站以上区域作为研究区．1958—2011年平均气温资料来源于乌裕尔河流域内4个气象站，包括北安、富裕、克山和齐齐哈尔．1985—2006年的降水量、蒸发量和径流量资料来源于乌裕尔河流域及其周边区域的12个水文站，包括靠山、北安、建国、新启、古城、西城、依安、三兴、富海、龙安桥、二十棵树、烟筒屯．

1.2 研究方法

采用Mann-Kendall突变检验法(M-K检验)和多元相关性分析的方法，通过对研究区内各个水文站的降水量、蒸发量和径流量资料进行分析，得出降水量、蒸发量和径流量时间序列的趋势变化，确定水文要素突变时间，并探讨各要素之间的相关关系及相互影响关系．

2 气象要素的变化特征

2.1 气温的变化特征

2.1.1 气温的年内分配特征 1959—2011年乌裕尔河流域年平均最低气温出现在1969年，为0.15 ℃；年平均最高气温出现在2007年，为4.49 ℃；多年平均气温为2.30 ℃．平均气温呈现逐年上升的趋势，年际变化率为0.36·(10 a)-1(表1)．

一年按春季3—5月，夏季6—8月，秋季9—11月，冬季12月到来年2月计算．各季年内平均气温在年际均有上升，春季气温年际变化率为0.337 ℃·(10 a)-1，夏季气温年际变化率为0.347 ℃·(10 a)-1，秋季气温年际变化率为0.342 ℃·(10 a)-1，冬季气温年际变化率为0.392 ℃·(10 a)-1.气温年际变化率上升最快的是冬季，春季上升较慢．

表1 乌裕尔河流域各月份气温分布(℃)

2.1.2 气温突变特征分析 年际气温M-K检验(图1)表明，气温在1960—1983年呈下降趋势，从1987年又开始上升；1988年年平均气温的正序列曲线与逆序列曲线相交，说明此时气温发生暖突变，且突变年可信度为90%以上．年平均气温的正序列曲线在1994年均在显著性为0.05的置信度曲线以下，表明在1994年之前气温并没有显著的变化，而在1994年以后呈现显著的升温．

图1 年际气温M-K检验

对乌苏尔河流域四季气温分布进行M-K检验可以发现，春季平均气温(图2(a))1959—1974年并未出现显著的升降， M-K检验正序列在1995年超过临界值U0.05=1.96，说明从1995年开始呈现出显著的升温变化；正逆序列曲线在1980年相交，1980年就是春季气温发生暖突变开始的时间．夏季平均气温(图2(b))从1964开始呈现上升趋势，并在1985年发生显著的升温变化；正序列曲线与逆序列曲线的交点处于临界值之外，说明夏季平均气温未发生显著突变．秋季平均气温(图2(c))在1989年呈现上升趋势，2003年后出现显著升温变化，而且上升幅度越来越大．冬季平均气温(图2(d))在1962—1964年出现小范围的上升，1964—1981年整体呈现下降趋势，1988年以后处于持续升温状态，2002年以后呈现出显著升温变化；正序列曲线与逆序列曲线在1988年相交，1988年为冬季平均气温发生暖突变的开始时间．

图2 四季气温突变分析

2.2 降水量的时间变化特征

2.2.1 降水量的分配特征 流域1985—2005年各个季节的降水量统计表明，春季(图3(a))多年平均降水量为58.61mm，1988—2002年平均降水量整体波动较小，在2002年出现极小值，之后波动缓慢上升，到2005年达到最高．夏季(图3(b))多年平均降水量为344.82 mm，平均降水值整体较高，相对于其他季节波动变化不大．秋季(图3(c))多年平均降水量为75.53mm，平均降水量的整体变化过程分为两个时期：1985—1994年整体较高，在秋季平均值附近波动；1995—2006年在较小范围内波动．冬季(图3(d))多年平均降水量为12.45 mm，降水量较小且几乎没有波动．

通过对四季降水量变化的分析可以发现，乌裕尔河流域主要降水来自夏季，夏季降水量占全年的60%以上，是典型的季风气候．2000年以后乌裕尔河流域降水量呈现春夏增加、秋冬减小的趋势．

2.2.2 降水量的突变特征 1)降水量年际突变分析．由降水量年际突变检验(图4)可知，降水量在1985—2006年未呈现显著增加或减少趋势；正序列曲线和逆序列曲线在1987,1988,2006年均有交点，2曲线在临界线之间有多个交点不能说明降水量发生突变，所以不能确定突变年．

2) 四季降水量突变分析． 对四季降水量进行M-K突变分析发现，春季降水量(图5(a))1985—1991年呈增多趋势，1991—1997年呈减少趋势，1997年以后呈现小幅度的增加，整体上无显著的增减；春季降水量并没有突变年．夏季降水量(图5(b))自1985年开始在整个研究时段内呈现持续下降趋势，降水量未发生显著减少；夏季降水量在1986年发生减少性突变．秋季降水量(图5(c))在1996年之前无显著增减变化，在1996年以后呈现持续减少的趋势；秋季降水量无明显突变．冬季降水量(图5(d))增减性不明显，且未发生突变．

图3 四季降水量的年际变化

图4 降水量年际突变检验

图5 四季降雨量突变分析

2.3 蒸发量的变化特征的检测

2.3.1 蒸发量年际变化特征 根据北安、富裕、克山和齐齐哈尔1958—2011年蒸发量资料，计算得出乌裕尔河流域内多年平均蒸发量为 963.3 mm，年际变化率为4.57 mm·a-1．蒸发量年均分布不均，流域内年蒸发量呈增长—减小趋势，1988—2000年一直呈现增加趋势，2000年以后开始减小，2005年开始又呈现增加趋势，说明乌裕尔河流域蒸发量大小存在周期性(图6)．

2.3.2 蒸发量的季节变化特征 根据实测资料得到的乌裕尔河四季蒸发量(图7)，春季平均蒸发量为409.4 mm，夏季平均蒸发量为357.4 mm，秋季平均蒸发量为171.7 mm，冬季平均蒸发量为24.0 mm．春季、夏季、秋季年际蒸发量呈现增长趋势，其年际变化率分别为0.10,3.41,1.11 mm·a-1， 冬季蒸发量年际呈现减少趋势， 年际变化率为-0.29 mm·a-1．

2.3.3 蒸发量的突变特征分析 1)年际突变特征．对蒸发量年际突变进行检验(图8)，给定显著性水平α=0.05，即U0.05=±1.96，蒸发量在1985—1996年呈减少趋势，1996—2006年呈增加趋势；正序列曲线大致在临界线之间，蒸发量无显著性变化；正序列曲线与逆序列曲线在1994年和2005年均有交点，且在2005年发生2次相交，不能说明蒸发量在这21年间发生突变．

图6 年际蒸发量变化趋势

图7 四季蒸发量的年际变化

图8 蒸发量年际突变检验

2)季节突变特征．对四季蒸发量突变特征进行分析可知，春季蒸发量(图9(a))在1985—2002年呈现减少趋势，2002年以后有小幅度的增加，但整体上无显著增减变化，无蒸发量突变年份．夏季蒸发量(图9(b))正序列曲线在1988年之前呈现增加趋势，1988—1996年呈现减少趋势，1996年以后呈现增加趋势；正逆序列曲线出现多个交点，无突变年份．秋季蒸发量(图9(c))与上述两季变化相似，无显著的变化规律，1988—1992年呈上升趋势，1992—1996年呈下降趋势，1996年以后呈现上升趋势，在研究时段内无明显突变．冬季蒸发量(图9(d))在1985—1993年呈增加趋势，1993年以后呈减少趋势，2000年出现显著减少，为突变年份．

图9 四季蒸发量突变分析

根据以上分析可以看出，乌裕尔河流域的蒸发量受气温、降水量等气象要素影响，在气温高的年份蒸发量较大，而在气温较低的年份蒸发量小；对于四季蒸发量来讲，降水量高气温高的夏季蒸发量明显高于降水量少气温低的冬季．

3 径流的变化特征

3.1 年内分配特征

表2为乌裕尔河上北安站和依安大桥站1985—2006年各月径流年内分配统计表．由表2可以看出，气候是影响径流年内分配的最主要因素，乌裕尔河流域受东亚季风气候的影响，径流年内分布极不均匀，汛期(7—9月)径流量占全年径流量60%以上， 径流量最大月份为8月， 为73.51 m3·s-1，最大比重为38.55%；1—2月径流量为零，完全断流；3月、11月、12月径流量均较小，河道近乎断流．

7—8月下游依安大桥站径流量占全年比重高于上游北安站径流量占全年比重，从上游到下游径流量所占比重有增大趋势．上游河流流域面积小，河道坡降大，降雨下渗雨量少，地下水径流量所占比重较少，产流以降水为主．在枯水期，如11—12月及第二年1—3月，降水量小，故径流量也少，所占比重较小；丰水期降水量多，故径流量也多，所占比重较大．到下游，枯水期地下水向江河排泄，丰水期则是江河水补给地下水，所以枯水期地表径流所占的比重增大，丰水期地表径流所占的比重减小，径流量年内变化趋于均匀．

表2 乌裕尔河径流年内分配统计(m3·s-1)

3.2 年际变化特征

北安站和依安大桥站21年径平均流量分别为8.04 m3·s-1和15.89 m3·s-1，根据年径流量的线性趋势线可以看出(图10)，径流量呈波动性变化，整体径流量呈下降趋势，北安站和依安大桥站的年际变化率分别为-0.23 m3·a-1和-0.15 m3·a-1．可以看出下游依安大桥站径流量高于下游北安站径流量，且年际变化波动较大，年平均径流量在1998年达到最大值45.03 m3·s-1；北安站年平均径流量变化相对较小．

图10 径流量年际变化

根据北安站和依安大桥站21年的径流量数据计算得到两站的变差系数CV分别为0.597和0.764，说明乌裕尔河径流流量年际变化较大.下游的变差系数比上游大，分析其原因：① 因为上游除降雨补给外，还有融雪等补给，对该地区的年径流量起到调节作用；② 双阳河、鳖龙沟、润津河等径流量变化较大的河流中途汇入乌裕尔河，自然增大了乌裕尔河的CV值，对参数也产生了影响；③ 还有其他变化因素的影响，例如地下水与地表水的转化以及河槽的蓄水能力等，都会对年际变化大小产生一定的影响．

3.3 径流量的M-K突变分析

3.3.1 年际突变特征 对依安大桥站进行M-K突变分析(图11)，径流量呈减少趋势，2000—2005年处于临界值-1.96以下， 该段时间径流量显著减小；依安大桥站的正序列曲线和逆序列曲线均处于临界线之间，说明依安大桥站在这21年间无显著增减变化情况；在临界值之间，正序列曲线和逆序列曲线均有5个交点，分别发生在1986—1991年，均为径流量减少的突变．在此后的15年里，正逆序列曲线没有交点，表明此后无明显突变现象．

图11 依安大桥站径流量M-K突变分析

3.3.2 季节突变特征 对四季径流量进行突变特征分析发现，春季径流量(图12(a))在1985—1990年正序列曲线大于零，径流量呈增大趋势，1990以后呈现减小趋势，且在2002,2003年出现显著性减小趋势．正逆序列曲线在1990年在临界直线之间相交，春季径流量发生显著性的减小突变．

夏季径流量(图12(b))在研究时段内呈现持续减小的趋势，并在2002年有较小的显著性减少现象；正逆序列曲线在1986年相交，夏季径流量发生减小的突变．

秋季径流量(图12(c))整体呈现减小趋势，在2004年以后有显著性减小的趋势；正逆序列曲线在1998年相交，径流量发生减小的突变．

冬季径流量(图12(d))正序列曲线在1985—1993年呈减小趋势，1993—1998年呈增大趋势，1998年以后呈减小趋势，正逆序列曲线有多个交点，说明冬季径流量无明显突变．

图12 年内降水量突变分析

4 水文气象要素多元相关性分析

4.1 径流量与气温、蒸发量、降水量的多元回归分析

为分析各个水文气象要素之间是否相互影响以及影响程度，以径流量作为因变量，气温、蒸发量、降水量为自变量，进行多元回归分析．水文气象资料利用1985—2006这22年所得资料，各要素在各个年份均有一个年均值，构成统计样本，即样本量N为22．利用SPSS数据编辑器进行多元线性回归分析(表3-4),所得模型参数均在R=0.789,R2=0.622情况下获得．

表3 多元回归分析模型参数

表4 多元回归分析系数

R值越大，表示相关性越强，此处R=0.789，说明气温、蒸发量、降水量对径流量的影响作用非常大，径流量与气温、蒸发量、降水量之间存在显著的线性相关关系．

为了进行线性关系的检验，提出假设H0：所有回归系数与零无显著差异，径流量与气温、蒸发量、降水量的线性关系不显著．从表3可以看出，检验统计量F=9.867，标准值Fα=0.000，由于F>Fα，所以作出决策拒绝H0，检验明确径流量与气温、蒸发量、降水量线性关系显著，可以用线性模型来描述径流量与气温、蒸发量、降水量之间的关系．

最后进行回归系数的显著性检验，确定气温、蒸发量、降水量能否保留在线性回归方程中．此步检验运用t分布检验方法，提出假设H1：各要素与径流量无线性关系，若在显著性水平α下，|t|>tα/2，则拒绝假设H1．从表3-4可以看出，|4.306|>0.000，|-0.641|>0.529，|-1.103|>0.285，所以气温、蒸发量、降水量的偏相关系数均可代入回归方程．

经回归分析确定回归方程为[16]79

RA=0.028P-0.004E-1.166T-0.397，

其中，RA为年平均径流量；P为年平均降水量；E为年内蒸发量；T为年平均气温.

回归方程重在定性分析，不考虑各要素的数量单位影响．从回归方程与t检验可以看出，在信度0.05水平下，径流量与降水量之间呈现显著的正相关关系，表明乌裕尔河流域的径流量与降水量密切相关；径流量与蒸发量之间呈现负相关关系，径流量与气温之间呈现负相关关系．在各种影响因素中，对于径流量影响程度排序为气温、降水量、蒸发量．径流量对于乌裕尔河流域的生态环境至关重要，所以在分析乌裕尔河生态环境的时候应尤其注意气温因素．

表5 多元相关性分析参数

注：**在 0.01 水平(双侧)上显著相关.

4.2 多元相关性分析

利用SPSS数据编辑器结合22年年平均值资料，对降水量-蒸发量关系、气温-降水量关系、蒸发量-气温关系进行相关性分析(表5)．

从表5可以看出，径流量与降水量相关性最显著，在显著性水平0.01下显著相关．降水量与蒸发量之间呈现负相关关系，显著性接近0.05．蒸发量与径流量之间呈现负相关关系，显著性略高于0.05．径流量与气温的相关系数为-0.297，对应的显著性为0.179，如果设置的显著性水平为0.05，则未通过显著性检验，即认为虽然气温与径流量2个变量总体趋势有一致性，但并不显著．降水量与气温之间的相关系数为-0.181，两者之间呈现负相关关系，对应显著性水平为0.419，远高于设定显著性水平0.05．气温与降水量总体变化趋势一致，但相关性并不显著．蒸发量与气温的相关系数为0.083，显著性水平为0.713，蒸发量与气温存在正相关关系，但相关性并不显著．

由此推断，在全球变暖的背景下，随着全球气温的升高，乌裕尔河流域降水量和径流量将减小，蒸发量将增大．

5 结论

利用乌裕尔河流域1958—2011年气温、1985—2006年降水量和径流量的数据序列资料，运用多种回归分析、方差分析和信度分析方法，分析了近年来乌裕尔河流域水文气象要素变化特征，并探讨径流量与气温、降水量、蒸发量间的相关性关系，在此基础上分析了气候变化对水文要素径流的影响，得到如下结论：

1)近50多年乌裕尔河流域气温年内分布稳定，年内最低气温与最高气温分别出现在1月与7月， 4—10月为暖季，11月至次年3月为冷季．近50多年乌裕尔河流域气温上升趋势明显，年际变化率为0.4 ℃·(10 a)-1，气温在1960—1983年呈下降趋势，1987年开始呈现上升趋势；1988年气温发生暖突变，该突变年的可信度为90%以上；1994年以后呈现显著性的升温水平．春季平均气温在1980年发生暖突变，夏秋季气温未发生显著突变，冬季平均气温在1988年发生暖突变．

2)1985—2006年，降水量呈显著减小趋势，年降水量的年际变化趋势率为-2.302 mm·a-1，流域内多年平均降水量484.00 mm．年内分配极不均匀，夏季降水充沛，冬季干旱．1985—2006年无显著增加或减少趋势，无显著突变．在各个季节的降水量中，夏季降水量在1986年发生减少的突变，其他季节有不明显突变现象．

3)多年平均蒸发量为963.3 mm，蒸发量年均分布不均，2000年出现最大值1 294.8 mm，从线性趋势线可以看出蒸发量呈增长趋势，年际变化率为4.57 mm·a-1．蒸发量在这21年未发生突变，在各个季节也均未发生突变．

4)径流量年内分布极不均匀，汛期(7—9月)径流量占全年流量60%以上，径流量最大月份集中在8月，最大比重达到38.55%，其余时段河道近乎断流．径流量呈波动性变化，整体径流量呈下降趋势．从多年径流量变差系数数值上可以看出乌裕尔河径流量年际变化较大，变差系数从上游到下游呈明显的增大趋势．径流量在这21年间有减小趋势，但无显著突变．在各个季节里，春季径流量在1990年发生减小突变，夏季径流量在1986年发生减小的突变，秋季径流量在1988年发生减小的突变，冬季径流量无明显突变．

5)利用SPSS数据编辑器进行多元线性回归分析，径流量与降水量之间呈现正相关关系，径流量与蒸发量之间呈现负相关关系，径流量与气温之间呈现负相关关系．经相关性分析，气温与径流量之间呈现负相关关系，气温与蒸发量之间呈现正相关关系，但相关性并不显著．由此推断，在全球变暖的背景下，随着全球气温的升高，乌裕尔河流域降水量和径流量将减小，蒸发量将增大．

:

[1] 张玉红,苏立英,于万辉，等.扎龙湿地景观动态变化特征[J].生态学报,2015,70(1):131.

[2] 冯永忠.区域生态环境演变的主导因素分离与效应强度分析[D].杨凌：西北农林科技大学,2006.

[3] 秦紫东．扎龙湿地地下水资源评价[J].黑龙江水利科技,2007,35(4):85．

[4] 王禹浪.乌裕尔河流域的历史与文化——以北安市为中心.[J].哈尔滨学院学报,2011,7(20):1.

[5] 佟守正,吕宪国,苏立英,等.扎龙湿地生态系统变化过程及影响因子分析[J].湿地科学,2008,6(2):179.

[6] 付博,姜琦刚,任春颖.扎龙湿地生态脆弱性评价与分析[J].干旱区资源与环境,2011,25(1):49.

[7] 张囡囡.扎龙湿地藻类植物群落结构特征及环境相关性研究[D].哈尔滨:哈尔滨师范大学,2013.

[8] 李红艳,章光新,李绪谦,等.扎龙湿地水质净化机理分析[J].地理科学,2012,32(1):87.

[9] 田旸,那晓东,臧淑英.扎龙湿地土地利用信息提取方法研究[J].湿地科学,2017,15(5):705.

[10] 崔丽娟,庞丙亮,李伟，等.扎龙湿地生态系统服务价值评价[J].生态学报,2016,36(3):828.

[11] 张淑兰.土地利用和气候变化对流域水文过程影响的定量评价[D].北京：中国林业科学研究院,2011.

[12] 董李勤.气候变化对嫩江流域湿地水文水资源的影响及适应对策[D].长春：中国科学院东北地理与农业生态研究所，2013.

[13] 刘大庆,许士国．扎龙湿地水量平衡分析[J].自然资源学报，2006，21(3):341．

[14] 孙万光.气候变化对扎龙湿地水文特性影响的研究[D].大连：大连理工大学，2006.

[15] MANN H B.Nonparametric tests against trend [J].Econometrica,1945,13(3):245.

[16] 史书良，王景新.统计学原理[M].第2版.北京：清华大学出版社，2009.

[17] IPCC． Climate change 2007:impacts，adaptation and vulnerability[C]//PARRY M L，CANZIANI O F，PALUTIKOF J P，et al．WorkingGroupⅡ：ContributiontotheFourthAssessmentReportoftheIPCCIntergovernmentalPanelonClimateChange．Cambridge:Cambridge University Press，2007:99．