降雨序列的變異分析范文

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《水電能源科學(xué)雜志》2015年第十二期

摘要：

為了有效地了解氣候變化背景下我國降雨序列變異情況，采用Hurst系數(shù)法進(jìn)行趨勢診斷和跳躍診斷，從而分析年降雨序列的變異，并利用基尼系數(shù)法對年內(nèi)降雨序列的均勻度進(jìn)行量化分析。對寧波市北侖區(qū)5個國家雨量站降雨序列的變異分析結(jié)果表明，降雨序列的變異點(diǎn)與當(dāng)時的氣候條件相關(guān)性很強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：

氣候變化；降雨序列；變異分析；Hurst系數(shù)；基尼系數(shù)

1引言

21世紀(jì)以來，人類活動引起的氣候變化、極端天氣頻繁發(fā)生，從而影響水文循環(huán)過程。IPCCAR5［1］指出，氣候變化速度比估計的更快，極端事件的強(qiáng)度和頻率也發(fā)生了明顯變化。在氣候變化過程中，原有的水文序列可能失去了一致性。近年來，多選取流域徑流序列進(jìn)行變異分析，如謝平等［2］通過構(gòu)建水文變異診斷系統(tǒng)，選取合適的權(quán)重綜合多種檢驗(yàn)方法進(jìn)行詳細(xì)的診斷分析；李彬彬等［3］將Hurst系數(shù)法與Bartels檢驗(yàn)相結(jié)合，以彌補(bǔ)Hurst系數(shù)法存在的周期性和相依性弱的問題；WANGWeiguang等［4］使用Mann－Kendall趨勢分析、線性回歸和逆距加權(quán)插值分析了年度和季節(jié)尺度的降雨、徑流和氣溫；XULigang等［5］將極限偏差理論和Mann－Kendall相關(guān)性等方法運(yùn)用到多個時間尺度的降雨分配中；張利茹等［6］采用有序聚類分析法和Mann－Kendal檢驗(yàn)法對黃河、淮河流域的典型支流的水文序列進(jìn)行變異分析。本文針對年降雨序列，采用Hurst系數(shù)法進(jìn)行變異分析，利用基尼系數(shù)描述年內(nèi)降雨分配狀況，構(gòu)建降雨年內(nèi)分配均勻度模型，從年際和年內(nèi)兩個角度綜合分析降雨序列的變異情況，并通過實(shí)例驗(yàn)證了方法的可行性，結(jié)果可供參考。

2原理與方法

2．1Hurst系數(shù)法Hurst系數(shù)法［7］可以從整體上檢驗(yàn)隨機(jī)性長期水文要素序列的變異程度。謝平等［2］針對水文要素序列的檢驗(yàn)，提出了基于Hurst系數(shù)的變異程度分級表（表1），擬定當(dāng)H＝0．5時，序列表現(xiàn)出隨機(jī)的布朗運(yùn)動；當(dāng)H＞0．5時，序列表現(xiàn)為正趨勢的持續(xù)效應(yīng)，未來的變化趨勢與現(xiàn)在相同；當(dāng)H＜0．5時，序列表現(xiàn)為反趨勢的持續(xù)效應(yīng)，未來的變化趨勢與現(xiàn)在相反；H偏離0．5的程度越大，序列表現(xiàn)出的正／反趨勢持續(xù)效應(yīng)就越強(qiáng)烈。

2．2基尼系數(shù)基尼系數(shù)［8］的實(shí)質(zhì)是對序列的均勻度進(jìn)行量化分析，可將其用于水文要素的年內(nèi)分配規(guī)律研究中。水文要素序列年內(nèi)分配均勻度模型的構(gòu)建步驟如下。步驟1選取擬研究的水文要素，按照月值進(jìn)行升序排列。步驟2分別計算每月序列值占年總量的累計百分比。步驟3以時間累計百分比為橫軸，序列值累計百分比為縱軸，擬合出歷年水文要素分配洛倫茲曲線。步驟4根據(jù)洛倫茲曲線求出擬研究水文要素序列的年內(nèi)分配均勻度（基尼系數(shù)）。基尼系數(shù)越大，表示年內(nèi)分配越不均勻。

3實(shí)例分析

浙江省寧波市北侖區(qū)位于浙江省陸地的最東端，海岸線長達(dá)171．2km，陸域面積為585km2，海域面積為258km2，多年平均降雨日數(shù)約為145d，多年平均降雨量達(dá)1486mm，日最大降雨量達(dá)589mm（2005年8月6日），最大年降雨量達(dá)2366．7mm（1989年）。北侖區(qū)地處中緯度大陸東岸，屬亞熱帶季風(fēng)氣候區(qū)。春季天氣開始轉(zhuǎn)暖，陰晴不定；夏季天氣炎熱、梅雨連綿，臺風(fēng)侵襲時，會帶來大量的降水；秋季晴熱少雨，易形成干旱；冬季在西伯利亞冷高壓的影響下，以晴冷干燥為主。選取北侖區(qū)4個具有代表性的國家雨量站（楊岙站、大碶站、柴橋站和郭巨站）以及臨近區(qū)域代表站（洪家塔站），基于Hurst系數(shù)法對其年際、年內(nèi)降雨序列進(jìn)行變異分析。雨量觀測站基本情況見表2。

3．1年際降雨量變異分析在顯著性水平α＝0．05、β＝0．01的條件下，通過重標(biāo)極差法計算Hurst系數(shù)值以及不同長度水文序列的臨界值rα、rβ和Hurst系數(shù)hα、hβ值，見表3。由表3可知，郭巨站的年降雨序列的Hurst系數(shù)值為0．7505＞h0．01＝0．7108，相關(guān)函數(shù)C（t）為0．4152＞r0．01＝0．3395，通過了顯著性水平β＝0．01的假設(shè)檢驗(yàn)，據(jù)此推斷郭巨站點(diǎn)年降雨序列為中變異，說明郭巨站年降雨序列之間呈較強(qiáng)的持續(xù)性；柴橋站的年降雨序列的Hurst系數(shù)值為0．6228＜h0．05＝0．6807，相關(guān)函數(shù)C（t）為0．1856＜r0．05＝0．2846，表明該站點(diǎn)年降雨序列過去對未來幾乎無影響，變異程度為無變異。同理，洪家塔站點(diǎn)年降雨序列呈較強(qiáng)的持續(xù)性，變異程度為中變異；楊岙站和大碶站年降雨序列無相關(guān)性，變異程度為無變異。

3．2年內(nèi)降雨均勻度變異分析通過各站點(diǎn)年內(nèi)降雨數(shù)據(jù)，借助基尼系數(shù)構(gòu)建降雨年內(nèi)分配均勻度模型，計算了洪家塔站、郭巨站、柴橋站、楊岙站、大碶站年降雨序列均勻度系列值（圖1），在顯著性水平α＝0．05、β＝0．01的條件下，利用Hurst系數(shù)法對站點(diǎn)歷年年內(nèi)降雨分配均勻度基尼系數(shù)值進(jìn)行變異分析，結(jié)果見表4。由表4可知，郭巨站年內(nèi)降雨分配均勻度的Hurst值為0．5721＜h0．05＝0．6676，并未通過顯著性水平α＝0．05的檢驗(yàn)，相關(guān)函數(shù)C（t）＝0．1051＜r0．05＝0．2616，表明該序列值并未發(fā)生變異。同理，柴橋站、楊岙站、大碶站、洪家塔站的年內(nèi)降雨分配均勻度均未發(fā)生變異。綜上所述，郭巨站和洪家塔站的年際降雨序列有明顯的大尺度振蕩特征，其原因在于：①郭巨站和洪家塔站均為濱海站點(diǎn)，受海洋氣候影響較大，年際降雨波動較大，如洪家塔站點(diǎn)在1961、1990、1992、2010、2012年的年降雨量分別為2225、2420、2404、2142、2267mm，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過其他站點(diǎn)，以2012年為例，當(dāng)年寧波市受到6個臺風(fēng)影響，其中8月份就有“蘇拉”、“海葵”、“天秤”、“布拉萬”4個臺風(fēng)，在數(shù)量和強(qiáng)度上均為歷史罕見（洪家塔站點(diǎn)2012年8月降雨量達(dá)582mm），臺風(fēng)所帶來的暴雨和局部特大暴雨均導(dǎo)致水文序列變異；②寧波的旱情一年四季均可能發(fā)生，危害較重的是出梅后的夏秋干旱，如果前期梅雨較少則會加重旱情，出現(xiàn)大旱的年份有1964、1967、1978年，其中1967年洪家塔站降雨量945mm，而郭巨站僅703mm；③通過調(diào)查原始資料，發(fā)現(xiàn)濱海站點(diǎn)與其他站點(diǎn)相比，年降雨量在1980年代呈增加趨勢，在1990年代呈減少趨勢。

4結(jié)論

基于Hurst系數(shù)法和基尼系數(shù)法，給出了一種判斷年際和年內(nèi)降雨序列變異的方法，構(gòu)建了簡便有效的水文序列變異分析系統(tǒng)，通過實(shí)例分析發(fā)現(xiàn)，利用本文方法可非常直觀地看出降雨序列的變異程度。

參考文獻(xiàn)：

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［7］許斌．變化環(huán)境下區(qū)域水資源變異與評價方法不確定性［D］．武漢：武漢大學(xué)，2013．

［8］胡彩霞，謝平，許斌，等．基于基尼系數(shù)的水文年內(nèi)分配均勻度變異分析方法———以東江流域龍川站徑流序列為例［J］．水力發(fā)電學(xué)報，2012，31（6）：7－13。

作者：陳鵬 何軍 徐小峰 徐楓 孫琰 單位：三峽大學(xué) 水利與環(huán)境學(xué)院 武漢大學(xué) 水資源與水電工程科學(xué)國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室 三峽地區(qū)地質(zhì)災(zāi)害與生態(tài)環(huán)境湖北省協(xié)同創(chuàng)新中心