黃河斷流機制的探討

黃河斷流機制的探討

20世紀70年代以后，黃河逐漸從下游向內(nèi)陸發(fā)展。1972到1998年間的27年中有21年出現(xiàn)斷流。特別是進入90年代,斷流態(tài)勢更為嚴峻,不僅年年斷流,而且斷流時間提前,斷流歷時在延長,斷流河段也在不斷向上游延展。從黃河入?？诶蛘镜臄嗔魈鞌?shù)統(tǒng)計結果(圖1)就足以說明黃河正在逐漸枯萎:1974年利津站斷流天數(shù)僅20天,到1989年也不過24天,但在1992年就達83天,1997年斷流形勢極其嚴重,利津站全年斷流13次,累計226天,斷流河長達704km,占黃河下游河道長度的90%。而到了1998年,甚至首次發(fā)生了跨年度斷流。1999年實行統(tǒng)一調(diào)度控制后斷流天數(shù)減小到42天。1斷流影響因素分析影響黃河斷流的機制有供需二方面的原因(圖2):一是用水方面,這是影響黃河斷流的人為因素。從水資源管理角度分析,這方面因素涉及到黃河流域開發(fā)利用的水資源總量和總量中地表水與地下水等各組份的開采比例。而響應于影響水資源開發(fā)因素的方面又涉及人口、經(jīng)濟技術結構與水平,和生態(tài)系統(tǒng)等。二是供水能力,相對應的是自然因素,包括在人類作用下通過改變自然因素中的某些成分而引起的影響。類似于Vladimirov的分析,考慮其對徑流形成的作用不同,影響斷流的自然因素又可分為4個層次,這4層次均與徑流尤其是枯季徑流有直接成因聯(lián)系。首先是降水,它是地下徑流和地表徑流最基本的來源。第二層次是蒸發(fā),它是降水的損耗項。第三、四層次是地表水與地下水。與研究區(qū)有水利聯(lián)系的徑流項是該研究區(qū)河道徑流的重要補給項。斷流期多發(fā)生在旱季,原先黃河之所以能成為多年各季有水的非季節(jié)性河流主要是由于地下水基流補給。特別是黃河下游自花園口開始由地下河變成為“地上河”,使當?shù)氐叵滤豢赡苎a給河流而且河水補給地下水。黃河下游段枯水季節(jié)的來水絕大部分是由上中游段的基流補給,降水、蒸發(fā)、徑流或基流在時空上的分布影響了徑流變化的速率。層次之間又通過間接因素與徑流相聯(lián)系。間接因素包括溫度、濕度、風速、土壤植被、地勢地形、湖泊和沼澤的數(shù)量以及流域的水文地質(zhì)特征。由圖2可知,對徑流量的分解就是從成因角度分析黃河斷流的各種因素。本文利用時間序列方法,對整個黃河上、中、下游干流河段18個主要控制水文測站的天然徑流系列進行分析。這18個水文測站分別為貴德、循化、小川、蘭州、安寧渡、下河沿、石嘴山、頭道拐(河口鎮(zhèn))、吳堡、龍門、潼關、三門峽、花園口、高村、孫口、艾山和利津(圖3)。2黃河干流徑流相關關系分析為了探討黃河斷流有關供水水源方面的問題,首先需要分析徑流與當?shù)亟邓驼舭l(fā)以及上下游間徑流的關系,探明黃河各河段中來水項在河道徑流中的比重。在18個水文測站中抽取貴德、循化、蘭州、頭道拐、三門峽、花園口和高村6站的年徑流資料,結合相應年份6個站當?shù)氐慕邓鉁財?shù)據(jù),進行相關分析。由相關分析所得的相關系數(shù)不難看出黃河各段上下游間的徑流密切相關而與當?shù)氐慕邓?、氣?蒸發(fā)項的重要因子)相關性極其微弱(表1)。說明黃河徑流量主要來源于蘭州以上的上游來水流入量,表明黃河干流徑流并不因跨越多個省份而分異,相反表現(xiàn)了上游來水與下游水量的一致性。顯然,黃河水資源的開發(fā)利用必須從全流域角度進行系統(tǒng)配置,若上、中游引水過度就必然導致下游的河道徑流的減少。3徑流系列的時序分析為了能深刻地反映各個時間段的徑流變化,特將天然徑流資料分成4類系列:年徑流系列、雨季徑流系列(7～10月)、枯季徑流系列(11月～次年6月)、代表基流的最低月徑流系列。分別對這4個系列進行時序分析,其中考慮了基流量對斷流的重要意義。如果僅對年徑流量進行分析將會忽略具有河流生態(tài)重要功能的基流問題。把深層基流量提取出來作為一序列分析,可為維護水資源的可再生性提供依據(jù)。3.1黃河干流基流變化趨勢趨勢分析用于分析序列隨時間增加的總的傾向,它回答的結論只有3種:增加、減少或不變。史輔成等利用陜縣1919～1980年的年徑流序列做趨勢分析而得出這樣的結論:“引起年徑流趨勢性變化的原因有人為因素和自然因素兩種。氣象因素的變化可以引起徑流按一定趨勢變化,但這種變化在較長的歷史時期才能顯示出來,短期內(nèi)的變化難以估計。分析認為在黃河上引起趨勢變化的是人為因素,其中最主要的是灌溉用水量的增加,若將陜縣年徑流系列還原成天然水量即認為消除了趨勢成分?！比欢?史輔成他們未對其它徑流序列做分析。顯然只有詳盡地分析各個“子”序列統(tǒng)計特征,才能全面、系統(tǒng)地揭示一流域徑流序列的變化規(guī)律。本文分別用了肯德爾秩相關檢驗、斯波曼秩相關檢驗和線性趨勢回歸檢驗3種方法分別對年徑流系列、雨季徑流系列、枯季徑流系列、代表基流的最低月徑流系列進行分析,進而得出較為嚴格的結論。3種方法進行趨勢分析均得出一致的檢驗結果:年徑流序列、雨季徑流序列和枯季徑流序列無明顯的趨勢變化,但分析最低月徑流代表的深層地下水補給基流序列,發(fā)現(xiàn)從頭道拐至利津間的11個斷面均為負值,說明有明顯的下降趨勢,減小的幅度在各斷面上不同。深入分析基流減少率沿干流各測站的變化可見(圖4),黃河基流量從頭道拐站開始,在頭道拐站到龍門站間逐次增大減小率,龍門站到潼關站基流減小率增加幅度明顯加大,隨后潼關站到花園口站基流減小率變化不大。頭道拐站至上游的石嘴山站是黃河流經(jīng)內(nèi)蒙古自治區(qū),頭道拐站基流量的減少表明黃河基流量的減小起自內(nèi)蒙,隨后在流經(jīng)黃土高原的過程中基流量在持續(xù)減少,特別是龍門到潼關站這相對較短干流中由于汾、渭河支流的匯入,使潼關站基流量減小幅度加大,由此說明,汾、渭河支流的基流減小幅度比黃河的大。文獻對黃河干流站1950～1997年的歷年實測徑流資料進行5年滑動平均趨勢分析,各干流主要測站自1986年以來開始有明顯的減小趨勢。歷史上,黃河干流曾出現(xiàn)2次長時期的連續(xù)枯水年,即1922～1932和1969～1974年分別為11年和6年。而頭道拐以下各站在1986～1997年實測平均徑流由于上游用水,使之更小于歷史連續(xù)枯水段的徑流,其中利津站1986～1997年實測平均徑流比1969～1974年偏少量達43%。年徑流、雨季徑流和枯季徑流等天然序列變化分析,卻均無明顯減少趨勢,足以說明黃河斷流主要受人為因素的影響。從歷年實際引黃水量可見一斑,黃河流域年均耗水量50、60年代為150×108m3左右,70年代增加,接近250×108m3,80、90年代繼續(xù)增加,已接近300×108m3,占黃河多年平均天然徑流量580×108m3的51.7%。耗水量過大是黃河斷流的根本原因。另外,經(jīng)還原用/耗水量以后的天然最低月徑流量所代表的深層基流量有明顯減少趨勢,它在一定程度上反映了深層基流的減少促成了黃河斷流的產(chǎn)生,同時也提示了黃河流域基流量形成、變化機理等與可再生性有關的問題。3.2降水因素與枯季徑流序列關系有成因關聯(lián)的因子可具有相同或相近的周期。為了尋求各“子序列”的成因機制,利用方差分析方法對黃河天然徑流組成項進行周期分析。結果表明,年徑流序列、雨季徑流序列普遍具有3年的第一周期,這恰好同青藏高原東側降水的準3年周期相應,可以推測是南亞高壓和西太平洋副高脊線位置的準3年周期振蕩造成的。也就是說,年徑流量、雨季徑流量與降水因素的關系密切(表2)。枯季徑流序列具有7年的第一周期,最低月徑流序列在頭道拐站以上具有7年的第一周期,頭道拐起各測站第一主周期均加長至10年。這說明受地下水補給為主的枯季徑流和最低月徑流的變化周期較長,也就是說枯季徑流、最低月徑流不直接受降水影響。因此可推測影響基流的流域地貌、土壤和植被也對黃河斷流起一定的作用。3.3qt條件篩選均生函數(shù)正交篩選模型可以應用于時間序列的中長期預測中,針對黃河徑流系列采用了指針這種計算方法進行建模。首先,對組成徑流項的各序列q(t)用下式進行規(guī)格化:q′(t)=q(t)-ˉqσ(3-1)式中ˉq和σ分別為q(t)的均值和標準差。為了時間序列均勻化,利用所得q′(t)系列,計算均生函數(shù)fi(i=1?2???Μ)?Μ=[Ν2],并構造周期外延矩陣F。當令f2作為Gram-Schmidt正交化的初始向量,對f3,f4,…,fM進行正交化,得f′2,f′3,…,f′M共M-1個正交化序列。接著,以f′2,f′3,…,f′M作為自變量與q(t)建立線性模型,并求模型的最小二乘解:q(t)=Μ∑i=2ˉφif′i(t)+e(t)(3-2)式中q(t)為徑流序列;f′i(t)為延拓均生函數(shù);ˉφi、e(t)分別為待定系數(shù)和白噪聲。最后,用雙評分準則篩選均生函數(shù)。雙評分準則公式為:CSC2k=QkQx+λΝΝk(3-3)式中Qk為殘差平方和;Qx為均值作預測項得的殘差平方和;k為參數(shù)個數(shù);N為序列個數(shù);Nk為趨勢預測評分;λ為權重。用篩選出的均生函數(shù)就可作t步周期性外延,得t步預測。即q^(Ν+t)=φ0+∑i=1kφif′i(Ν+t)t=1,2(3-4)式中q^為預測徑流;f′i為均生函數(shù);φ0和φi為系數(shù)。由于基于均生函數(shù)的正交化篩選模型有利于序列中優(yōu)勢周期的提取,同時還可以避免了線性回歸模型的計算量隨均生函數(shù)個數(shù)的增加而迅速增加的缺陷,采用此方法,結果達到了良好的擬合預報效果。年徑流序列、雨季徑流序列、枯季徑流序列和最低月徑流序列總體上擬合的誤差是非常小的,符合預報要求。除最低月徑流序列中的3測站外,相對誤差在8%～16%,這說明正交篩選模型可用于徑流變化的擬合預測分析。例如,針對黃河下游來水有控制意義的花園口站,用模型進行計算預測分析,由模型計算出的各序列徑流值與徑流測定值分別繪于圖5。由于模型擬合精度高,因而利用花園口站4個序列的近40年徑流資料,按上述正交篩選模型預報計算了1993～1999年的各徑流分量,結果可得1997年本身徑流量偏小,最低月徑流量僅12.03×108m3,1997年各系列距平百分率分別為-11.05%、-10.36%、-3.46%和-14.10%,自然供水的偏小是使該年具有嚴重的斷流天然背景(表3)。4徑流序列下降趨勢及各階段變化趨勢(1)從黃河斷流成因出發(fā),在時間維上將黃河徑流劃分為年徑流序列、雨季徑流序列、枯季徑流序列和最低月徑流4個序列進行時序分析,認為年徑流序列、雨季徑流序列、枯季徑流序列在1952～1990年間無明顯趨勢變化。由于近年來人類引水的加劇,致使各實測徑流序列都出現(xiàn)下降趨勢。(2)最低月徑流序列從頭道拐到利津的11個測站卻均有明顯的下降趨勢。分析計算