不同网络模型在流域水文变异诊断中的应用

2022-08-12郝英泽

黑龙江水利科技 2022年7期

郝英泽

(黑龙江省庆达水利水电工程有限公司，哈尔滨 150080)

1 绪论

水文变异诊断可识别河川径流的变异时间点，通常水文序列分为近天然序列和人类活动干扰序列，处于人类活动干扰期的近天然序列，对比实测径流序列，可定性自然或社会因子在河川径流演变过程的影响，水文演变结果可验证不同水文预测模型的准确性[1]，为水文研究提供一定的理论基础，同时对制定流域水资源调配、社会目标实现提供重要的参考信息。

2 水文变异诊断体系

长时间气候序列采用分段线性拟合进行回归变异诊断，模型目标函数原理是利用最小二乘法计算全局最优解，步骤如下[2]：

1)假设一时间序列{y(ti)}i=1,…,n；

2)利用最小二乘法拟合变异点时间序列，分段线性拟合方程表达为：

(mm=0，…，m；Tmm≤ti≤Tmm+1)

(1)

式中：Tmm为变异点位置；b为回归系数向量。

假设该时间序列存在3个变异点：

y(t1)，…，y(tbp(2))，…，y(tbp(3))，…，

y(tbp(4))，…，y(tm)

(2)

序列中tbp(2)、tbp(3)、tbp(4)是变异点位置，建立回归方程：

y(ti)=a1ti+c1，i=1，…，bp(2)

(3)

变点处存在连续性，联立方程式如下：

c2=c1+(a1-a2)tbp(2)

(4)

c3=c1+(a1-a2)tbp(2)+(a2-a3)tbp(3)

(5)

c4=c1+(a1-a2)tbp(2)+

(a2-a3)tbp(3)+(a3-a4)tbp(4)

(6)

3)确定任意两断点间的最小距离后，准则表达为：

min‖y-As‖

(7)

式中：s为向量解；A是(n×(m+1))矩阵。

上述准则可得出最优的线性分割点，不断迭代后，可得计算时间序列的所有回归变异点。

3 流域综合诊断

3.1 流域概况

渭河流域总集水面积为13.48×104km2，流域水量丰富，主要支流有14条。多年平均气温7.8-13.5℃，多年平均降水量572mm，分布趋势为山区多平原少，有南向北递减，空间分布不均衡，多年平均蒸发量120-600mm[3]。

3.2 回归变异诊断

图2-4为咸阳、临潼、华县水文站的回归变异计算结果。不同站点的回归变异诊断结果见表1[4]。

图1 渭河流域水系图

图2 咸阳水文站年径流回归变异结果

图3 临潼水文站年径流回归变异结果

图4 华县水文站年径流回归变异结果

表1 咸阳站、临潼站以及华县站年径流回归变异诊断结果

由图示结果可知：①咸阳水文站的实测年径流在1934-1964年间趋于平稳，此后的年径流序列不断降低。分析认为，该期间大范围的人类活动和环境变化，造成渭河流域年径流趋势发生明显改变。1995-2010年间，年径流序列变化平稳，下降速率趋于缓慢，该时间段的水利工程进入运行期，人类活动得到限制。②临潼和华县水文站的整体径流变化基本类似咸阳站，除过90年后期，两站的径流下降幅度明显大于咸阳站，分析是由泾河和北洛河的汇入量降低、蒸发量偏高的原因造成。

3.3 方差变异

基于临潼站回归变异的计算分析结果，分段剔除实测年径流量的趋势成分，利用预置白过程(PW)去除序列的自相关性，然后代入ICSS模型，进行序列方差变异的多点检测[5]。结果表明，临潼站方差变异点为1985年，模型统计量变化及变异点位置检测结果如图5所示。

图5 ICSS检测统计量变化及变异点位置

从图6可得，变异点前数据变幅较大，之后变幅减小，最值相差达到1/3，箱体(25%-75%分位数区间)高度降低将近1/2。1985年作为方差变异点，去趋势序列出现显著的振幅变化，Dk>95%的对应统计量1.358。表明流域水文序列丰水年已经消失，河流径流减小，对河流生态环境将造成不利影响。

图6 统计量变化及变异点位置

3.3.1 不同因子对检验结果的影响

方差变异诊断模型受序列趋势因子影响较大，为论证趋势成分的影响程度，去除水文序列的自相关性，并带入模型直接辨识方差变异点。图7为含趋势成分的方差变异诊断结果。

图7 含趋势成分的原始序列的方差变异检验结果

由图可知：①ICSS模型未辨识出方差变异点，故认为趋势成分客观影响方差变异诊断结果。②通过验证认为变异点检测和序列长度有一定关系，当序列边缘和变异点距离>3时，诊断模型可准确辨识；当距离<3时，数值出现跳跃，对结论产生一定误导。③ICSS算法计算方差变异点结果准确，剔除自相关性因素后，可准确识别变异点，运用该算法进行方差变异诊断合理有效。