气候变化和人类活动对白河流域径流变化影响的定量研究

王晓颖，宋培兵，廖卫红，张永波，蔡思宇，雷晓辉

(1.太原理工大学 水利科学与工程学院，山西 太原 030024；2.浙江大学 建筑工程学院，浙江 杭州 310058；3.中国水利水电科学研究院，北京 100038)

1 研究背景

在气候变化和人类活动影响下，流域水循环发生显著变化[1-2]。径流不仅是流域水循环的关键环节，也是流域水资源的重要组成部分，其变化过程将直接影响到流域水资源的开发和利用，并对区域的经济社会发展和生态文明建设产生重要影响[3-4]。目前，基于Budyko假设的水量平衡法和水文模拟法是研究气候变化和人类活动对流域径流变化影响的主要方法[5-6]。郭生练等[7]基于Budyko假设的水量平衡法推导了长江流域年径流量的变化公式，发现降水量是造成各子流域径流变化的主导因素。邓晓宇等[8]利用水文模拟程序分析抚河流域地表水文变化过程，发现降水量是气候变化的主要影响因子。夏军等[9]采用弹性系数法和水文模拟法，发现人类活动对汉江上游径流量变化的影响较大，且其对径流量变化的影响呈增长趋势。夏伟等[10]应用累积量斜率变化率比较法量化降水量和人类活动对沣河流域径流量变化的影响，发现1997-2016年人类活动对径流减小的相对贡献率高达111.92%。杨思雨等[11]通过双累积曲线法揭示渭河上游径流量变化原因，发现2010-2015年人类活动对径流量变化的贡献率高达98.32%。综合现有的研究可知，与水文模拟法相比，基于Budyko假设的水量平衡法具有物理意义明显、计算过程简单、参数较易获取等优点。因此，基于Budyko假设的水量平衡法是一种用于径流变化归因分析的理想方法[12-13]。

作为北京市重要的地表饮用水水源地，密云水库对于保障首都供水安全和城市经济发展具有重要的战略意义。近几十年来，受气候变化和人类活动的综合作用，密云水库年径流量呈下降趋势，1956-2008年的变化率约为-0.3×108m3/a[14]。此外，随着南水北调工程中线入京输水的稳定运行，密云水库入库径流量的丰枯变化必定会影响北京市的水源供水格局，进而影响流域水资源的合理规划和开发利用。

鉴于此，本文以密云水库上游的白河流域作为研究对象，基于1960-2017年白河流域的降水、径流和潜在蒸发数据，运用滑动t检验对Mann-Kendall检验、有序聚类检验判定的突变年份进行显著性检验，采用基于Budyko假设的水量平衡法评估气候变化和人类活动对白河流域径流变化的影响。研究结果可为白河流域水资源规划、防洪减灾提供科学依据，对于提高城市供水安全保障程度、保护流域生态环境安全具有重要意义。

2 数据来源与研究方法

2.1 研究区概况

密云水库上游的潮白河流域由潮河、白河两大支流在密云县河槽村汇合而成。潮白河流域位于东经115°25'～117°33'，北纬40°19'～41°31'之间，流域控制面积为15 788 km2。流域多年平均气温为10.6℃，降水主要集中在6-9月，其中7-8月的降水量约占年降水总量的56%。白河发源于河北省沽源县，至密云水库的坝址长248 km，在延庆白河堡入北京境内，白河流域控制流域面积为8 506 km2，断面以上河长约217 km，洪水期降水集中，历史实测最大流量为2 600 m3/s。白河流域水系及水文、气象测站分布如图1所示。

图1 白河流域水系及水文、气象测站分布图

2.2 数据来源

本文采用的研究时段为1960-2017年。径流资料来源于密云水库管理处提供的张家坟站实测径流数据，张家坟站是白河流域的入库控制站，能较好地反映密云水库上游白河流域的径流变化。气象资料来源于中国气象数据网提供的白河流域周边密云、怀来、丰宁和张家口气象站的地面气候资料数据集。潜在蒸发量根据联合国粮食及农业组织(FAO)推荐的Penman-Monteith公式计算得到[15]，该公式具有严格的物理基础，且在不同流域和环境下估算的潜在蒸发量精度较高，是目前应用最为广泛的计算方法之一[16-17]。流域降水量、潜在蒸发量由白河流域周边气象站的降水、蒸发数据通过反距离权重插值得到。

2.3 研究方法

首先采用线性趋势法和滑动平均法分析蒸发、降水和径流的年际变化趋势；随后，运用滑动t检验对Mann-Kendall检验、有序聚类检验判定的突变年份进行显著性检验，根据径流突变年份划分研究时段的基准期和变化期；最后，采用基于Budyko假设的水量平衡法评估气候变化和人类活动对径流变化的影响。

2.3.1 径流序列的突变检验 目前，用于突变检验的方法较多，不同的检验方法各有特点。例如，Mann-Kendall检验不要求时间系列遵从一定分布，可用于水文气象要素非正态分布数据的突变检验[18]。有序聚类检验的原理是根据有序分类推求最有可能的干扰点，即通过寻求最优分割点推估突变点[19]。滑动t检验通过比较两组样本序列平均值的差异是否显著来检验突变[20]。在水文气象要素突变点的识别中，很难只依靠单一方法就可以对径流序列做出准确的突变检验。因此，在确定径流序列的突变点时，可以采用多种突变检验方法进行检验结果对比分析[21]。

2.3.2 基于Budyko假设的水量平衡法 封闭流域的水文气候特征遵循水量平衡原理，其多年水量平衡方程的表达式为：

E=P-Q

(1)

式中：E为年蒸发量，mm；P为年降水量，mm；Q为年径流量，mm。

此外，实际蒸发量可以用干燥指数φ、潜在蒸发量E0的函数表示为：

(2)

Budyko假设给出了一条经验关系曲线描述流域多年平均降水量、潜在蒸发量和实际蒸发量之间的定量关系[22-23]。常见的Budyko假设表达式如下：

(3)

即f(φ)=[φtanh(1/φ)(1-e-φ)]0.5，对该式进行求导可得：

f′(φ)=0.5(φtanh(1/φ)·(1-e-φ))-0.5·

(tanh(1/φ)·(1-e-φ)+φ(1-(tanh2(1/φ))·

(-1/φ2)·(1-e-φ)+tanh(1/φ)(e-φ)))

(4)

此外，其他常见的Budyko假设还包括Scheriber、Turc-Pike[24]、Zhang[25]、Fu等公式。基于周小珍等[26]的结果，确定Zhang公式中的参数ω=1.17。基于曹文旭等[27]的结果，确定Fu公式中的参数α=2.54。其他Budyko假设的公式中f(φ)和f′(φ)的表达式如表1所示。

表1 Budyko假设的水量平衡法表达式

气候变化对径流量的影响因素主要是降水量和潜在蒸发量，由降水量和潜在蒸发量引起的径流量变化量、人类活动引起的径流量变化量可通过下式表示：

(5)

式中：ΔQ、ΔP、ΔE0分别为径流量变化量、降水量变化量、潜在蒸发量变化量；ΔQC、ΔQH、ΔQP、ΔQE0分别为气候变化、人类活动、降水量、潜在蒸发量导致的径流量变化量；∂Q/∂P、∂Q/∂E0分别为径流对降水、对潜在蒸发量的敏感性系数；εP、εE0分别为径流对降水、对潜在蒸发量的弹性系数。

相应的气候变化、人类活动对径流量变化量的贡献率ηC、ηH可通过下式表示：

ηC=ΔQC/ΔQ×100%

(6)

ηH=ΔQH/ΔQ×100%

(7)

3 结果与分析

3.1 水文气象序列的趋势分析

采用线性趋势法、滑动平均法对1960-2017年白河流域年潜在蒸发量、年降水量和年径流量进行年际变化趋势分析，结果如图2所示。

由图2可知，白河流域年潜在蒸发量、年降水量呈上升趋势，对应的变化率分别为1.53、0.15 mm/a；年径流量呈下降趋势，其水量变化率为-0.09×108m3/a、流量变化率为-0.30 m3/(s·a)。年径流量在1974年达到最大值，为13.18×108m3；在2002年达到最小值，为0.60×108m3。1960-1969年的10 a平均径流量为6.03×108m3，2008-2017年的10 a平均径流量为2.20×108m3，仅为1960-1969年多年均值的36.5%。本文提出的白河流域年径流量变化趋势，与钟永华等[28]提出的水量变化率-0.10×108m3/a(1960-2012年)、秦丽欢等[29]提出的流量变化率-0.32 m3/(s·a)(1960-2014年)基本一致。

图2 1960-2017年白河流域水文气象序列变化趋势

3.2 年径流量的突变检验

首先，采用Mann-Kendall检验初步分析径流序列的突变点。在同一坐标系下点绘UF、UB两个统计量曲线以及上、下临界线。若UF和UB在上、下临界线范围内存在交点，那么交点所在的年份为突变年份。

本文选取显著性水平α=0.05，对应的临界值U0.05=±1.96，1960-2017年年径流量的Mann-Kendall检验曲线如图3所示。

由图3可知，年径流量UF和UB两条统计量曲线相交于1985、1986年，但是仅有1985年在置信区间内，说明年径流量在1985年可能发生突变。观察UF曲线可知，1986年以后UF系列值均超过了下临界值且UF<0，说明1986年以后年径流量开始显著下降。

图3 1960-2017年白河流域年径流量Mann-Kendall检验 图4 1960-2017年白河流域年径流量有序聚类检验

其次，采用有序聚类检验分析径流序列的突变点，在该方法中，认为最小离差平方和所在的年份即为突变年份。1960-2017年年径流量的有序聚类检验曲线如图4所示。

由图4可知，年径流量离差平方和的最小值出现在1979年，说明年径流量在1979年可能发生突变。根据上述分析结果，Mann-Kendall检验和有序聚类检验这两种方法判定的突变年份不一致。因此，最后采用滑动t检验分别计算Mann-Kendall检验、有序聚类检验判定的突变年份的统计量t，并根据t检验临界值表判断不同年份的显著性。本文选取显著性水平α=0.01，对应的t0.01=±3.355，不同突变年份的滑动t检验结果如表2所示。

由表2可知，Mann-Kendall检验判定的1985年没有通过统计量t的显著性检验，说明1985年不是径流序列的突变年份；有序聚类检验判定的1979年统计量t=3.378>t0.01，说明突变年份为1979年时显著性较好。因此，白河流域年径流量的突变年份为1979年，这与庞树江等[30]采用累积距平法确定的径流序列突变年份相一致。

表2 不同突变年份的滑动t检验结果

3.3 径流量变化的归因分析

根据径流量突变点分析结果，将研究时段划分为基准期(1960-1979年)和变化期(1980-2017年)。考虑到变化期的时间尺度较长，为了突出评估不同时间段气候变化和人类活动对径流量变化的影响，选取2000年作为变化期的中间年份，分别对变化期1980-2000年、2001-2017年的径流变化做归因分析。白河流域水文气象序列突变前后的对比结果如表3所示。

表3 白河流域水文气象序列突变前后对比结果

采用基于Budyko假设的水量平衡法定量计算不同变化期气候变化和人类活动对径流变化的贡献率，计算结果如表4、5所示。

由表4可知，Budyko、Scheriber、Turc-Pike、Zhang和Fu公式计算得到1980-2000年气候变化对白河流域径流变化的影响较小，贡献率的变化范围为11.3%～18.4%，平均贡献率为14.4%。1980-2000年人类活动对径流变化的贡献率分别为84.0%、81.6%、87.2%、86.6%和88.7%，平均贡献率为85.6%，表明人类活动是1980-2000年径流量减少的主要原因。同理，根据表5可知，2001-2017年气候变化、人类活动对径流变化贡献率的变化幅度分别为18.1%～37.5%、62.5%～81.9%，其对应的平均贡献率分别为26.4%和73.6%。人类活动仍然是2001-2017年径流量变化的主要原因，不过与1980-2000年相比，2001-2017年气候变化对径流变化的贡献率有所上升，说明2000年以后气候变化对径流量减少的影响呈上升趋势。本文提出的人类活动对白河流域径流量变化的贡献率，与秦丽欢等[29]根据累积径流曲线得到的贡献率变化范围为71.36%～91.39%的结论基本接近。

表4 气候变化和人类活动对白河流域径流变化的影响(变化期1980-2000年)

表5 气候变化和人类活动对白河流域径流变化的影响(变化期2001-2017年)

但是，受流域内气象站数据较少、时间尺度不够长等因素的影响，本文采用的降水量、潜在蒸发量是由白河流域周边气象站数据根据反距离权重插值法计算得到的，较流域实际监测的降水量、潜在蒸发量有差别，导致在分析水文气象序列的年际变化趋势、评估气候变化和人类活动对径流变化的影响等部分存在一定的不确定性。因此，为了增加研究结果的科学性和准确性，在后续的研究中，当分析径流变化归因时，需综合考虑流域内及流域周边的所有气象站点。

4 结 论

以密云水库上游的白河流域作为研究对象，基于1960-2017年张家坟站的径流数据，以及流域周边气象站的地面气候资料数据集，采用线性趋势法、滑动平均法分析蒸发、降水和径流的年际变化趋势，运用滑动t检验分别对Mann-Kendall检验、有序聚类检验判定的突变年份进行显著性检验，采用5种基于Budyko假设的水量平衡法评估气候变化和人类活动对径流变化的影响。主要结论如下：

(1)白河流域年潜在蒸发量、年降水量呈上升趋势；年径流量呈下降趋势，其变化率为-0.09×108m3/a；2008-2017年的10 a平均径流量为2.20×108m3，仅为1960-1969年10 a平均径流量的36.5%；白河流域年径流量在1979年发生突变，在1986年以后下降趋势显著。

(2)与基准期相比，变化期1980-2000年和2001-2017年的多年平均降水量、径流量均有减少；1980-2000年、2001-2017年的干燥指数较基准期分别增加了0.07、0.23，变化期1980-2017年流域的干旱程度在增加，其中2001-2017年流域的干旱更为明显。

(3)人类活动是白河流域径流量变化的主要原因；1980-2000年气候变化和人类活动对径流量变化的贡献率分别为14.4%、85.6%，2001-2017年气候变化和人类活动对径流变化的贡献率分别为26.4%%、73.6%；与1980-2000年相比，2001-2017年气候变化对径流量变化的贡献率有所增大，说明2000年以后气候变化对径流量变化的影响呈上升趋势。