三江平原撓力河上游近60年來徑流演變分析

三江平原撓力河上游近60年來徑流演變分析

水文條件是濕地類型和濕地過程維持的重要因素，影響著濕地的發(fā)育和發(fā)展。氣候變化和人類活動等以不同方式影響著濕地的水文系統(tǒng)和生態(tài)功能,特別是近年來人類活動的日益加劇,極大地改變了濕地的下墊面條件,造成濕地生態(tài)系統(tǒng)平衡的破壞,使?jié)竦氐幕謴?fù)和保護工作日益迫切和必要。本文選擇三江平原的典型沼澤性河流——撓力河流域為研究對象,通過研究流域多年的徑流演化特征及其影響因素,并借助IHACRES模型定量表示氣候變化和人類活動的影響量,較之以前主要借助經(jīng)驗公式等研究流域徑流演變特征的方法,操作簡便且計算結(jié)果較為準(zhǔn)確,有助于深入了解沼澤濕地水循環(huán)與水平衡,對認(rèn)識沼澤生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)和功能具有重要意義。1濕地氣候條件撓力河流域位于三江平原腹地,地處133°31′~134°10′E、45°43′~47°35′N,流域總面積24863km2,占整個三江平原總面積的近1/4,濕地面積占三江平原濕地面積的1/4多。氣候?qū)贉貛駶櫚霛駶櫞箨懶约撅L(fēng)氣候區(qū),年均溫3.5℃,極端最低氣溫-37.2℃,極端最高氣溫36.6℃,年平均降水量518mm,多集中于6~9月份。撓力河為烏蘇里江的一級支流,發(fā)源于完達山脈那丹哈領(lǐng),自西南流向東北,全長596km。流域地勢低平,廣泛發(fā)育河漫灘,地表徑流不暢,有利于沼澤濕地的形成和發(fā)育。目前,流域內(nèi)有3處重要濕地保護區(qū),分別為七星河濕地(屬國家級濕地自然保護區(qū))、外七星河濕地保護區(qū)和燕窩島濕地保護區(qū),這些保護區(qū)在保護三江平原生物多樣性和維持生態(tài)系統(tǒng)功能和過程方面極具代表性。2學(xué)習(xí)方法2.1水文氣象趨勢分析中的應(yīng)用Mann-Kendall檢驗是一種非參數(shù)統(tǒng)計檢驗方法,變量可以不具有正態(tài)分布特征,檢測范圍寬、人為影響小、定量化程度高,因此適用于水文變量的趨勢分析。近年來,借助Mann-Kendall方法分析水文氣象數(shù)據(jù)的研究很多,包括降水、氣候及徑流的變化趨勢研究和突變性檢驗。本文采用Mann-Kendall方法對撓力河上游徑流進行突變性檢驗,求出徑流突變的年份,為應(yīng)用IHACRES模型分析徑流變化的原因提供基礎(chǔ)。2.2降雨-徑流模型IHACRES模型是Jakeman等于1990年提出的一個以單位線原理為基礎(chǔ)的集總式概念性降雨-徑流模型,模型由兩個基本模塊串聯(lián)而成,非線性模塊將降雨轉(zhuǎn)化為有效降雨,線性模塊將有效降雨轉(zhuǎn)化為徑流。有效降雨是指最終以徑流形式流出流域的降雨,所有的水量損失都發(fā)生在非線性模塊,模型在國外廣泛用于徑流模擬,并在一些資料缺乏地區(qū)推廣使用。2.3蓄水量的總量s對于一個流域來說,水量的平衡方程為:P=E+Q+ΔS(1)其中,P是降水量,E是蒸發(fā)量,Q是徑流量,ΔS是流域的蓄水量的變化。從較長時間來看,ΔS可以被認(rèn)為是零。徑流量的總體變化可以用下式表示:ΔQ=|ΔQcˉˉˉˉˉˉˉ+ΔQhˉˉˉˉˉˉˉ|(2)其中,ΔQ為徑流變化的總量,ΔQcˉˉˉˉˉˉˉ為氣候變化引起的徑流量的變化量,ΔQhˉˉˉˉˉˉˉ為人類活動引起的徑流量的變化量。3結(jié)果與分析3.1徑流突變點分析研究采用撓力河上游寶清站日徑流和月徑流實測資料,資料序列長度為1956~2002年,共計47a,由Mann-Kendall法計算出數(shù)據(jù)統(tǒng)計序列值UF和UB,然后取顯著性水平α=0.05,則臨界值Uα/2=±1.96,最后繪制UF、UB曲線和臨界值直線圖,得徑流突變點(圖1)。圖1表明,寶清站徑流變化特點為:①月徑流和年徑流均呈現(xiàn)顯著減少趨勢,期間1970~1974年徑流略微上升,其余年份一直減少,而且1976年以后這種減少趨勢明顯超過α=0.05的顯著性水平;②根據(jù)UF和UB曲線的交點位置,確定撓力河上游徑流在1966年發(fā)生突變。3.2流量變化的形成原因3.2.1年降水和年蒸發(fā)的變異系數(shù)分析結(jié)果氣候變化對徑流量的影響因素主要是降雨量和潛在蒸發(fā)量,本文采用Mann-Kendall檢驗和變異系數(shù)法定性和定量分析氣候變化對撓力河上游徑流減少的影響。利用Mann-Kendall檢驗法計算出寶清站年降水和年蒸發(fā)的突變點(圖2),可以看出,寶清站年降水呈現(xiàn)減少趨勢,但是減少的趨勢幾乎都在α=0.05的顯著性水平之內(nèi),降水的突變點為1966年,與寶清站年徑流突變發(fā)生的時間一致,說明寶清站徑流的減少與降水的減少直接相關(guān)。然而,通過計算寶清站年蒸發(fā)的突變點發(fā)現(xiàn),寶清站年蒸發(fā)的突變點在1989年,且蒸發(fā)在1956~1989年之間波動不大,1990年以后其減少趨勢才超出α=0.05的顯著性水平,說明寶清站蒸發(fā)量的變化對撓力河上游流域徑流的減少沒有直接關(guān)系。為定量表示降水和蒸發(fā)與徑流變化量的關(guān)系,研究采用寶清站年降水和年蒸發(fā)的變異系數(shù)與年徑流的變異系數(shù)相比較。根據(jù)上述分析結(jié)果,將流域徑流數(shù)據(jù)分為兩個階段,第一階段:1956~1966年;第二階段:1967~2002年。寶清站1956~2002年的年徑流和年降水以及年蒸發(fā)的變異系數(shù)分別為70.7%,25.2%和12.2%,其中,第一階段的值分別為38.7%,21.5%和9.2%;第二階段分別為73.7%,25.0%和12.6%。說明寶清站第一階段徑流的減少主要是由降水的減少引起的,蒸發(fā)只是次要原因;第二階段,降水和蒸發(fā)只是徑流減少的次要原因。3.2.2人類活動對減少產(chǎn)量的影響(1)月尺度模型分析IHACRES模型的參數(shù)較少,所需輸入的數(shù)據(jù)有降水、徑流量、氣溫、流域面積等,減少了因模型復(fù)雜,參數(shù)和輸入數(shù)據(jù)多而造成的模擬結(jié)果的不確定性。模型沒有反映下墊面方面的參數(shù),即未把下墊面特征作為模型的內(nèi)生變量。因此,本文采用“參數(shù)參照法”,即將受人類活動影響相對較少的1956~1966年作為基準(zhǔn)時段,并用該時段的降水、徑流及氣溫數(shù)據(jù)率定模型的參數(shù);然后應(yīng)用該參數(shù),輸入對比時段(1967~2002年)的實際降水、徑流及氣溫數(shù)據(jù)運行模型,得到的模擬徑流可以看作是隱含基準(zhǔn)時段人類活動影響情景的“基準(zhǔn)徑流”。實測徑流和基準(zhǔn)徑流的差異可以看作是除降水和氣溫以外的其他因子的影響,概括為人類活動的影響。采用月尺度進行模擬,輸入數(shù)據(jù)為1956~2002年撓力河上游寶清站的月降水、月徑流、月氣溫和流域面積的數(shù)據(jù),選取基準(zhǔn)時段逐月降水、氣溫和徑流數(shù)據(jù)進行參數(shù)率定(表1)。表1中,w為流域干時常數(shù);f為溫度調(diào)節(jié)因子;c為是保證在整個率定期模擬的有效降雨總量等于觀測總徑流量的一個非自由參數(shù);tr為參考溫度;δ為產(chǎn)流的延遲時間系數(shù)。圖3可看出,由于誤差原因,除個別年份模擬值有偏差外,其余年份模擬值與實測值的擬合效果較好。對模型的模擬精度進行判斷,Nash-Sutcliffe模型效率系數(shù)ENS是評價模型擬合好壞的整體性綜合指標(biāo)。ENS=1?(Se2/σr2)(3)Se=∑(Qo?Qs)2n????????√(4)σr=∑(Qo?Qˉˉˉ)2n????????√(5)式中,Se為模擬徑流誤差的均方差,σr為實測值的均方差;Qo為實測徑流值,Qs為模擬徑流值,Qˉˉˉ為實測徑流的均值。當(dāng)Qo=Qs時,ENS=1;如果ENS為負(fù)值,說明模型模擬值還不如觀測值的平均值具有代表性。根據(jù)前人研究成果,當(dāng)ENS>0.75時,可以認(rèn)為模擬效果好;0.36≤ENS≤0.75時模擬效果為令人滿意;ENS<0.36時,模擬效果不好。應(yīng)用率定的參數(shù)模擬1956~1966年的月徑流,求出各年的Nash-Sutcliffe模型效率系數(shù)ENS。從表2可以看出,除1958、1962和1966年的模擬效果小于0.36,模擬效果不太令人滿意之外,其余年份的徑流模擬值與實測值的擬合程度較好,說明可以用IHACRES模型模擬撓力河流域的徑流變化趨勢。圖4中模擬值與實測值二者擬合直線的斜率為1.0027,對其進行簡單的線性相關(guān)分析(R=0.8304,p=0.0017),置信度達99.83%,擬合效果較好。(2)人類活動造成的撓力河上游徑流將基準(zhǔn)時段(1956~1966)模型率定的參數(shù)用于變化時段(1967~2002)的徑流模擬,其結(jié)果為受人類活動影響較少的“基準(zhǔn)期”的徑流,求出模擬徑流與變化時段實測徑流的差值,即得人類活動造成的撓力河上游徑流減少量(圖5)。寶清站1967~2002年間,模擬值與實測值差異較大,總趨勢為模擬值大于實測值,說明人類活動引起的土地利用/覆被變化導(dǎo)致?lián)狭由嫌瘟饔驈搅鳒p少。(3)人類活動導(dǎo)致的土地利用/覆被變化引入土地利用/覆被變化的影響指數(shù)(L)來定量評價人類活動導(dǎo)致的撓力河上游的徑流減少量,公式如下:L=(Qo?Qs)/Qs(6)其中,Qo為實測徑流值(m3/s);Qs為模擬徑流值(m3/s)。根據(jù)模型計算寶清站1967~2002年土地利用/覆被變化的指數(shù)(L)(圖6),結(jié)果表明,人類活動導(dǎo)致的土地利用/覆被變化指數(shù)年際間差異較大。其中,31%年份的徑流較基準(zhǔn)期減少50%以上,25%年份的徑流較基準(zhǔn)期減少30%~50%,25%年份的徑流較基準(zhǔn)期減少10%~30%;個別年份(1971、1974、1987、1991和1996年)出現(xiàn)實測徑流高于基準(zhǔn)期徑流的情況,這可能與模型的誤差有關(guān)。圖6可看出,雖然整體來看人類活動導(dǎo)致的土地利用/覆被的變化指數(shù)在年際間差異較大,但存在兩個徑流減少幅度較大的連續(xù)階段,即:1975~1979年和1997~2002年。(4)墾荒初期20世紀(jì)2020年代為驗證模型模擬結(jié)果,根據(jù)已有研究成果及相關(guān)統(tǒng)計資料,對建國以來三江平原撓力河流域人類活動導(dǎo)致的土地利用/覆被變化過程進行了分析。新中國成立后,三江平原經(jīng)歷4次墾荒高潮。由于受氣候和開發(fā)技術(shù)水平所限,在1974年之前,僅對山前傾斜平原上濕地進行開發(fā),這期間有54%的非沼澤濕地變?yōu)檗r(nóng)田,有12%的沼澤濕地喪失,1985年后,隨經(jīng)濟發(fā)展和人口增長,國家大修水利工程,平原區(qū)的低濕沼澤濕地逐漸被開墾為農(nóng)田,到2000年,共有87%濕地喪失。因此,撓力河上游1967~2002年徑流急劇減少的趨勢與相應(yīng)時段該區(qū)域人類開發(fā)活動具有直接關(guān)系,應(yīng)用IHACRES模型計算的人類活動導(dǎo)致的流域徑流減少量符合該流域的實際情況。4徑流變化的原因1)通過Mann-Kendall檢驗法,分析1956~2002年撓力河上游流域徑流不斷減少的變化趨勢,并根據(jù)突變點將撓力河上游徑流變化趨勢分為兩個階段,即:1956~1966年和1967~2002年。2)根據(jù)變異系數(shù)等統(tǒng)計方法,分析撓力河上游徑流減少的主要原因。其中,在第一階段,氣候變化是徑流減少的主要原因,而在第二階段,氣候變化是徑流減少的次要原因。3)應(yīng)用IHACRES模型模擬變化時段的徑