降雨与人类活动对阿蓬江径流变化的影响

彭畅　平妍容　吴亚玲

摘 要：本文采用MK法对阿蓬江1961-2016年径流序列进行分析，发现阿蓬江径流呈减小趋势;通过采用累积距平过程和滑动t检验的方法分析濯河坝站降水径流可能发生的突变点年份，并基于累积量斜率变化率比较方法，分析计算了径流变化分别受降雨和人类活动影响的贡献率。结果表明，与1961—1984年基准期相比，1984-2000年降水量和人类活动贡献率分别为60.69%和39.31%，2000-2016年降水量和人类活动贡献率为61.25%和38.75%。

关键词：径流变化;阿蓬江;降水;人类活动;贡献率

中图法分类号：P333                 文献标志码：A               DOI：10.19679/j.cnki.cjjsjj.2019.0411

随着全球气候变化和逐渐增强的人类活动影响，一些河流的径流量发生了明显减小的趋势。张利茹等[1]认为黄河、海河、辽河等北方河流的实测径流量减小较为明显;张建云等[2]研究表明，近50年来珠江、长江有不同程度的小幅下降;刘波等[3]研究表明受气候变化和人类活动的双重影响，长江上游重庆段的年径流量持续减少。

河流径流量与生态需水量息息相关，径流量的减小会引起未来生态环境供水不足、生态修复不理想等许多严峻问题。阿蓬江是乌江重要一级支流，具有丰富的生态湿地和风景旅游资源[4]。加强对阿蓬江生态湿地保护，充分发挥河流生态功能是阿蓬江流域非常重要的举措。因此，通过查明阿蓬江径流量的变化情况，并系统的分析引起径流变化的原因和水资源演变规律的影响因素，为满足阿蓬江水资源管理、健全生态环境保障体系、促进生态文明建设提供可靠实践基础。

随着城市化进程加快，流域径流变化已不是以往随气候变化表现出有规律的时间变化特征，而是在一定程度上叠加了人类活动的影响。学者们在定性分析气候变化与人类活动对径流量变化的影响上做了很多研究，但在定量分析气候与人类活动对径流量变化的贡献率方面，目前研究还不多。本文采用MK法分析阿蓬江降水径流变化规律，通过累积距平过程和滑动t检验法分析可能发生的突变点年份，并采用累积量斜率变化率比较法定量分析研究人类活动和气候变化对径流影响的贡献率，揭示径流变化的可能原因，为阿蓬江流域水资源和水生态管理提供一定的参考。

1   区域概况及研究方法

阿蓬江发源于湖北省利川市，为乌江下游右岸一级支流，全长249 km，全流域面积5 585 km2，平均比降1.89%，河口多年平均流量151m3/s。阿蓬江流域多年平均降水量为197.5mm，总量29.79亿m3，属次多雨区。降水量的季节分布，40%集中在夏季，冬季仅占5%左右，春季、秋季分别占29%和26%。

1.1   数据收集

研究选取阿蓬江濯河坝水文站为分析代表站，本次从重庆市水文监测总站收集1961—2016年长系列水文径流数据，部分年份缺测资料采用降雨径流相关关系查补，径流数据真实可靠。降雨序列数据由阿蓬江及其邻近流域的濯河坝、朝阳寺、黔江、小村、忠塘5个雨量站1961—2016年实测降雨资料按算术平均法计算得到。

1.2   研究方法

（1）Mann-Kendall法

MK统计检验方法[5-6]是一种非参数统计检验方法，由于最初由Mann和Kendall提出原理，用于检测序列变化趋势。其优点是不需要样本遵从一定的分布，适用于类型变量和顺序变量。

当给定显著水平A后，可在正态分布表中查得临界值，当时，拒绝假设，即序列的趋势性显著。

（2）累积距平法

累积距平法[7]是一种较常用的判断变化趋势的方法，同时通过对累积距平曲线的观察，也可以划分变化的阶段性。对于时间序列X，其某一时刻的累积距平表示为：

（3）滑动t检验法

滑动t检验[8]是通过考察两组样本平均值的差异是否显著来检验突变。对于样本量为n的时间序列x，人为设置某一时刻为基准点，基准点前后两子序列x1和x2的样本，量分别为n1和n1，两段子序列平均值分别为 和 ，方差分别为s12和s22。定义统计量：

给定显著性水平α，查分布表得到临界值tα，若|ti|>tα，则认为在基准点时刻出现了突变，否则认为基本点前后的两段子序列均值无显著差异。

（4）累积量斜率变化率比较法

累积量斜率变化率比较法[9]是假设累积径流量—年份线性关系式的斜率在拐点前后两个时期分别为SRb和SRa （单位都为：亿 m3）;累积降水量—年份线性关系式的斜率在拐点前后两个时期分别为 SPb和 SPa （单位都为：mm），则累积径流量斜率变化率 （RSR：单位为%） 为：

2   结果与分析

2.1   径流降水变化特征

本文采用MK法对濯河坝站作趋势分析，序列结果如表1。给定显著水平α=0.05，Uα/2=1.96则，结果表明，阿蓬江濯河坝站年径流呈显著减少趋势，年降水量也显著减少。

点绘濯河坝站1961—2016年径流量、降雨量年际变化以及5点滑动平均值变化特征如图1、图2也可以看出，多年来径流量、降水量呈逐渐偏小状态，20世纪80年代中期以前，径流量整体较均值偏大，20世纪80年代中期至20世纪90年代中期在均值附近浮動，20世纪90年代中期以后径流较均值偏小明显。降雨过程与径流过程基本一致。结果与趋势分析结果一致。

2.2   径流量与降水量突变分析

本文主要采用累积距平过程对降水量、径流量进行突变年份分析，并选用滑动t检验（5点滑动）方法对其进行检验。根据降雨、径流累积距平过程分析表明（图3），1984年和2000年径流发生了明显转折，为径流突变年份。利用滑动t检验（图4）方法进行验证表明，濯河坝站年径流量、降水量2000年、1984年统计值超过显著性水平，说明2000年、1984前后年径流量、降水量变化发生较大改变，2000年较1984年突变更加明显。滑动t检验检测结果与累积距平分析结果一致，阿蓬江流域濯河坝站径流降水发生突变的可能年份认为是1984年、2000年（见图5）。

2.3   突变年份分割时期的径流量、降水量与年份之间的关系

根据可能发生突变年份将径流量、降水量变化划分为3个时段，时段1：1961—1984、時段2：1984-2000、时段3：2000-2016。阿蓬江流域在20世纪80年代以前，人类活动相对轻微，突变点1984反映了之前径流量变化主要受到降水量变化的影响，可以将1961—1984年看作基准时期。通过划分的时段建立不同时段累积径流量、累积降水量与年份之间的关系，分别拟合出线性关系式。见表2和图6a、图6b。

上述各关系式的拟合程度都非常高，相关系数R都在0.997以上。

2.4   降水量和人类活动对径流量减小的贡献率分析

从表3看出，时段2与时段1相比，累积径流量斜率减少4.812亿m3，减小率为13.99%。同时期累积降水量斜率减少119.0mm，减小率为8.49%，根据公式 （6）、（7）计算结果可知（见表4），与基准期相比，1984-2000年降水量对径流量贡献率为60.69%，而人类活动对径流量贡献率为39.31%。

时段3与时段1相比，累积径流量斜率减少8.239亿m3，减少率为23.95%，同时期相比，累积降水量斜率减少205.5mm，减少率为14.67%，根据公式 （6）、（7）计算结果表明（见表4），与基准期相比，2000-2016年降水量对径流量贡献率为61.25%，而人类活动对径流量减小的贡献率为38.75%。

综合以上分析结果表明，1984—2000年、2000—2016年降水量贡献率分别为60.69%、61.25%，人类活动贡献率分别为39.31%、38.75%。两个时期径流变化受气候和人类活动共同作用影响，但均受气候变化影响占主导地位。

20世纪80—90年代，人类活动渐强，乱砍乱伐引起下垫面变化导致水土流失[10]，阿蓬江流域此时正处于水电开发的初期，陆续建成并投入运行了大河口、朝阳寺等多座不完全年调节水库，人类活动的加剧和下垫面条件改变对径流变化有着一定影响。邬玉琴[11] 对乌江流域降雨特征分析时表明乌江流域1956—2014年中有3个显著少雨期，即1957—1962，1984—1990和2008—2014年，显著少雨期给径流减小带来了较大影响。邵骏[12]等通过对乌江流域径流变化趋势及成因分析发现，气候变化对乌江流域年径流量影响占主导地位，其次是下垫面及人类活动影响，其中降水和下垫面、人类活动变化导致径流深减少贡献率分别为62.2%和37.8%。这些都表明虽人类活动对径流有一定影响，但降水变化对径流的影响更为敏感，直接改变着径流量，与本次分析结果无背离。

2000—2016年降水量贡献率由60.69%增加至61.25%，人类活动贡献率由39.31%减少至38.75%。1999年国家开始实施退耕还林还草，加大水土保持力度，2000年后受此影响，人类活动引起径流减少的情况有所改善。同时，邬玉琴[11]等表明3个显著少雨期中2009、2011和2013年降雨量偏少较多在340mm以上，表明2000年以后降水偏小非常明显，降水减小对径流减小的影响程度更加显著。

3   主要结论与讨论

（1）采用MK法对阿蓬江濯河坝站进行趋势分析，认为阿蓬江流域年径流、年降水均呈显著减少趋势。

（2）本研究结果揭示了阿蓬江1961年以来径流量的变化趋势及其主要影响因素的贡献率，对于阿蓬江新时期水资源管理、促进经济社会可持续发展和生态文明建设提供可靠实践基础。但气候变化及人类活动对河川径流影响机制十分复杂，定量分析有一定不确定性。本文在研究时将气候因素简化为降水量，未考虑蒸散发对径流的影响;将引水、水库、水土保持措施等各人类活动概为综合人类活动影响。在以后研究中，还需要通过建立水文模型等方式，从物理成因机理上深入分析阿蓬江产汇流机制，并分析研究径流变化规律及原因，并进一步验证计算结果的合理性。

参考文献：

[1] 张利茹.河川径流变化归因分析研究[D].南京：南京水利科学研究院，2012.

[2]张建云，章四龙，王金星，李岩.近50年来中国六大流域年际径流变化趋势研究[J].水科学进展，2007（02）：230-234.

[3]刘波，陈刘强，周森，张天宇.长江上游重庆段径流变化归因分析[J].长江流域资源与环境，2018，27（06）：1333-1341.

[4]杨芙蓉，李陈，冯艳红.阿蓬江黔江断面水环境质量现状及污染防治建议[J].环境科学导刊，2017，36（02）：60-65.

[5] 魏凤英. 现代气候统计诊断与预测技术 [M]. 北 京：气 象 出 版 社，1999.

[6] Kendall M.G.. Rank Correlation Methods[M]. London：Griffin，1975.

[7]孔兰，胡良和.南方水库水文序列突变点检测[J].中国农村水利水电，2019（08）：12-14.

[8]张晓，等.近45年青海省降水时空变化特征及突变分析[J].干旱区资源与环境，2012，26（5）：6-12.

[9]王随继，闫云霞，颜 明，赵晓坤.皇甫川流域降水和人类活动对径流量变化的贡献率分析——累积量斜率变化率比较方法的提出及应用[A].地理学报，2012，67（3）：388-398.

[10]管晓祥，向小华，李超，王志伟.乌江流域水沙规律演变及驱动因素

定量分析[J/OL].泥沙研究1-6.2019.05.06.

[11]邬玉琴，何太蓉，钟博星.乌江流域1956—2014年降雨特征及输沙效应[J].水土保持通报，2018，38（01）：1-7.

[12]邵骏，范可旭，邴建平，张新田，熊莹.乌江干流年径流变化趋势及成因分析[J].水文，2012，32（06）：86-91+20.