水资源变异归因分析的量化方法研究

水资源变异归因分析的量化方法研究

资源变异的归因分析方法近年来，由于世界气候变化和人类活动频繁，水文元素的统计规模发生了变化，降水和径向流等水文事件的序列失去了原有的一致性。众多学者在水资源变异检测方面已作了很多有效工作,同时也有更多的学者开始关注造成水资源变异的各种要素及其贡献率。因此,有必要对水文序列进行变异检测的同时进行归因分析,以掌握影响水资源变异因素的影响程度,从而有针对性地开展更广泛的水资源规划、开发利用与管理等研究。目前关于水资源变异的归因分析,最常用的是利用水量平衡模型的分析方法。在IPCC第四次评估报告(AR4)中,开始采用气候模式分离气候自然变异与人为气候变化引起的径流变化;并用信号噪音比值进行评价人为因素和自然因素对径流变化的贡献。也有学者利用双累积曲线、计算流域的降雨、径流及气温距平值等方法,间接区分气候变化和人类活动的影响。由于气候的不确定性,关于气候变化和人类活动对水资源的归因分析,是近年来科学家们研究的难点和热点,而目前大部分研究为定性或半定量分析。随着气候变化和人类活动对流域水文水资源影响的越来越剧烈,非定量研究已经不能满足要求,如何定量区分区域范围内气候变化和人类活动对流域水文循环和水资源形成过程的影响程度,越来越成为学者们关注的焦点。由于区域内的水文、土壤、植被等资料的不足,无法较好地满足气候水文模型的要求。而降雨和径流资料,既比较容易获得,也能直观反映水资源变化。因此,本文采用基于降雨径流关系的水资源变异归因分析方法。该方法利用水文变异诊断系统,在识别划分基准期的基础上,从表现水资源变化的径流量和反应气候变化的降雨量出发,以具有一定物理成因的降雨-径流关系曲线为基础,定量区分影响水资源变异的各因素贡献率大小。并对辽河区的乌力吉木仁河三级区进行实例分析,以验证该方法的有效性。由于引起径流、降雨等发生变化的因素较复杂,为便于说明,依据降雨径流关系,将由降雨变化导致的径流变化均定义为气候条件的影响,而人类各种活动对径流的影响统一定义为人类活动的影响。1降雨径流关系曲线的差异由径流形成原理可知,降雨与径流之间存在着一定的相关关系。气候变化和人类活动破坏了水文序列的一致性,反映在降雨径流关系图上则表现为变异前后降雨径流关系不再是相同的关系曲线。降雨径流关系曲线的这种差异,在一定程度上可反映出气候变化和人类活动对降雨径流关系的影响:相同降雨在变异前后降雨径流关系曲线上所对应的径流深差值就反映了人类活动对径流的影响;而变异前后的降雨在同一条降雨径流曲线上所对应的径流深差值则反映了气候条件变化对径流的影响。因此,可以根据降雨与径流序列的变异点将样本起迄时间划分为不同的阶段,并建立相应的降雨径流关系,通过比较不同气候和人为影响条件下降雨产生径流的差异,就可以定量区分气候变化和人类活动对径流变化的贡献率。1.1趋势变异、跳破系数和基准期确定对于水文序列的变异检测,通常从跳跃和趋势两方面分析。水文变异诊断系统是一个综合多种跳跃检测和趋势检测方法的综合诊断系统。由初步诊断、详细诊断和综合诊断三个部分组成。初步诊断引入Hurst系数对变异程度划分等级。详细诊断部分中,对于趋势变异,采用基于线性趋势相关系数的趋势变异分级法和检验法、斯波曼(Spearman)秩次相关检验法和坎德尔(Kendall)秩次相关检验法对其进行判断;对于跳跃变异,采用有序聚类法、Lee-Heghinan法、秩和检验法、滑动F检验法、滑动T检验法、游程检验法、最优信息二分割模型、R/S法、Brown-Forsythe、MannKendall、Bayesian等(贝叶斯)方法进行判断。最后,在综合诊断中使用拟合效率系数来确定最终的诊断结果。利用水文变异诊断系统对年降雨和年径流序列进行诊断,得到若干个变异点。由此划分确定的基准期,既避免了单一检测方法的不确定性,又比人为划分基准期的方法更加合理可靠。如诊断结果为趋势变异,则视变异程度,按不显著的跳跃点进行基准期划分。1.2人类活动因素对降雨径流关系的响应假设年降雨序列未发生变异,年径流序列发生跳跃变异,且仅一个变异点。基于降雨径流关系的水资源归因分析方法如下:设环境变化(气候变化和/或人类活动)前降雨径流之间的关系可以用函数R1=f1(P)表示,环境变化后降雨径流之间的关系可以用函数R2=f2(P)表示。假设变异前的降雨和径流为天然状况下未经任何干扰的情形,变异前实测降雨资料的均值为P軈1,变异后实测降雨资料的均值P軈2。依据环境变化前降雨径流关系函数R1=f1(P),由P軈1插值得到R1;依据环境变化后降雨径流关系函数R2=f2(P),由P軈2插值得到R2;其差值ΔR=R2-R1即环境变化前后造成的径流变异总量。由于环境变化为气候变化和人类活动综合作用的结果,因此,ΔR=ΔRq-ΔRd,其中ΔRq表示由于气候变化造成的径流变异量,ΔRd表示由于人类活动造成的径流变化量。依据环境变化前降雨径流关系函数R1=f1(P),由P軈2插值得到R2′;依据环境变化后降雨径流关系函数R2=f2(P),由P軈1插值得到R1′。因此,ΔRq=R2′-R1(或ΔRq′=R2-R1′)即表示由气候变化而造成的径流变化量,(ΔRd=R2-R2′或ΔRd′=R1′-R1)即表示由人类活动而造成的径流变化量。该方法中的各值均来自降雨径流关系曲线,而不是实测均值,由此得到的径流变化量在一定程度上减弱了曲线拟合带来的误差,可以间接提高归因分析的相对精度。于是,气候变化因素对变异前后径流变化的贡献率为,人类活动因素对变异前后径流变化的贡献率为对于其他变异形式,如两个变异点,则将整个序列长度分为三部分,第一时段为基准期,其余两变异时段分别对比分析;如为趋势变异,则选择其非显著跳跃点,按以上方法进行归因分析。2无尾河流域5.4m乌力吉木仁河发源于赤峰市巴林左旗乌兰坝西侧山地,海拔1400m,全长498.5km。1986年以前,该河为无尾河。该流域受海洋气候影响较小,属温带大陆性季风气候区。流域北部位于大兴安岭余脉南麓,由于山地地形的影响,山区雨量多于平原区。与其他大部分流域不同的是,该流域的径流量近年来出现了增长的趋势。2.1hrt统计分析模型利用水文变异诊断系统,对乌力吉木仁河三级区1956~2000年的年降雨序列和年径流序列进行变异诊断。诊断得到:在第一信度水平α=0.05,第二信度水平β=0.01下,对应的Hurst系数置信限分别为Hα=0.688,Hβ=0.735,Hurst系数计算值H=0.630,0.5<H<Hα,诊断结果表明该流域的年降雨序列未发生显著变异;而年径流序列Hurst系数计算值H=0.800,Hβ<H,发生中变异,跳跃点为1984年,变异形式为跳跃上升。因此,选择1956~1984年为归因分析的基准期。2.2降雨径流关系根据该区实测1956~1984年和1985~2000年的年降雨、年径流资料,采用对数曲线拟合这两个时段的降雨径流关系,拟合结果为:(1)1956~1984年:P=129.57+104.68lnR,在相对误差小于20%为合格的前提下,数据的合格率达到了82.76%,说明降雨径流关系拟合良好。(2)1985~2000年:P=61.67+104.68lnR,数据的合格率达到了81.25%,说明降雨径流关系拟合良好。拟合的降雨径流关系曲线如图1所示。2.3人类活动对乌力吉木仁河三级区径流的影响乌力吉木仁河三级区1984年变异前后实测降雨的均值分别为:P1=358.68mm,P2=379.28mm。分别查其所在的降雨径流曲线得:R1=8.92mm,R2=20.78mm,据此可以得出由气候变化和人类活动共同作用所导致的径流总变化量为△R=R2-R1=11.86mm。P2反应的是变异点1984年以后的气候条件,则由P2查变异前降雨径流关系曲线所得的R2′=10.86mm,为人类活动影响不显著和现状气候(变异点1984年以后的气候)条件下的径流均值;由P1查变异后降雨径流关系曲线所得的R1′=17.07mm,为人类活动影响显著后和过去气候(变异点1984年以前的气候)条件下的径流均值。同理,把R1看作人类活动影响显著后和过去气候(变异点1984年以前的气候)条件下的径流均值,把R2看作人类活动影响显著后和现状气候(变异点1984年以后的气候)条件下的径流均值,则由气候变化所导致的径流变化量为ΔRq=R2′-R1=1.94mm(或ΔRq′=R2-R1′=3.71mm),由人类活动所导致的径流变化量为ΔRd=R2-R2′=9.92mm(或由此,气候变化对乌力吉木仁河三级区径流增加的贡献率为:人类活动对乌力吉木仁河三级区径流增加的贡献率为:计算结果表明,乌力吉木仁河三级区的径流变化,约24%是由气候变化引起的;约76%是由人类活动引起的。这说明人类活动对径流的影响要远大于气候变化对径流的影响。经查阅相关文献发现,20世纪80年代中期以后,该流域上游山区森林植被遭到严重破坏。植被是影响流域调蓄机能的重要因素,植被量减少,流域调蓄能力降低,径流系数增大,从而使得同等降雨条件下的径流量增加。以上事实与本文所选的基准期分割年份、气候变化与下垫面的影响贡献率的结果一致。3方法的适用性和局限性(1)本文依据径流形成原理,利用降雨径流关系,提出了基于降雨径流关系的水资源变异归因分析方法,可以定量分解影响流域水资源量变异的各因素的贡献率。所需资料容易获得、操作方便,对于只有降雨径流资料的地区具有较好的适用性。(2)将该方法在辽河流域的乌力吉木仁河三级区进行应用,结果表明,气候变化对乌力吉木仁河三级区径流变化的贡献率为24%,而人类活动的贡献率