1、變化環境下地表水資源評價和統計分析方法 主 要 內 容一二三四研究背景意義變化環境下地表水資源評價方法變異診斷系統成因分析方法統計分析方法大氣環境（溫室效應、氣候轉型等）下墊面自然環境（地震、泥石流、滑坡等） 下墊面人文環境（水利水保工程、城市化、農業化等）變化環境（氣候變化）+（土地利用/覆被變化）一.研究背景和意義非一致性水問題研究氣候變化(climate change)氣候變化：指統計學意義上氣候平均狀態的巨大改變或者持續較長一段時間（典型的為10年或更長）的氣候變動。非一致性水問題研究氣候變化(climate change)非一致性水問題研究土地利用/覆被變化(LUCC)土地利用：指人

2、類為獲取所需的產品而對土地進行的利用活動土地覆被：地球陸地表面和近地面層的自然狀態，包括生物群落、 土壤、地形、地表水、地下水及人文結構黃土高原土地利用/覆被變化非一致性水問題研究降雨水面旱地林地草地城鄉、工礦、居民未利用土地濕地水域水面蒸發蒸散發上層蓄水量壤中流地下徑流地面及壤中流單元出口流量下層蓄水量深層蓄水量水田氣候變化土地利用/覆被變化非一致性水文序列（水文變異）變化環境水文頻率計算的“三性”審查 可靠性：水文資料來源必須可靠，且具有必要的精度； 一致性：水文序列中各項特征值相互獨立，且服從同一分布或頻率曲線； 代表性：樣本序列反映總體統計特性的程度。獨立性假定：一般認為，按年最大值或

3、最小值選樣所得水文序列可以看作是相互獨立的。同分布假定：一般解釋為要求序列中各項特征值都是在基本相同的物理條件下形成的。非一致性水問題研究水文序列的組成 （非平穩性）（平穩性）（一致性）（非一致性）（非平穩性）（非一致性）（水文變異）（非一致性）非一致性水文頻率計算方法“一致性”水文序列(相同物理條件)一致性序列隨機成分起主導作用序列在均值上下波動（有變化、無變異）“非一致性”水文序列(不同物理條件)非一致性序列隨機性成分確定性成分均起作用序列統計規律發生變化（有變化、有變異）（有變化、有變異） 非一致性防洪問題洪水序列水資源問題徑流序列其它問題氣候變化土地利用/覆被變化梯級水電開發南水北調工

4、程干旱問題干旱序列非一致性水文序列類型非一致性水問題研究NSFC(50579052)NSFC(50979075)NSFC(50839005)2009年2月科學出版社（) 國家自然科學基金項目(50579052) 全國水資源綜合規劃專題(SZYZB-1) 水資源與水電工程科學國家重點實驗室 重點課題(WRHES-K0801)聯合資助國家自然科學基金項目(50839005、50979075、50579052) 國家重點基礎研究發展計劃資助項目（2010CB428400）中國科學院知識創新工程項目(CX10G-E01-08) 水資源與水電工程科學國家重點實驗室研究團隊項目(WH2009C002)聯合

5、資助2010年3月科學出版社(978-7-03-023036-2)()著謝平、竇明、朱勇李晶、陳麗、孫志昆明戛舊水文站舊州水文站允景洪水文站漫灣水電站大朝山水電站中國越南老撾緬甸溜筒江水文站古水水電站烏弄龍水電站里底水電站托巴水電站黃登水電站大華橋水電站苗尾水電站小灣水電站功果橋水電站糯扎渡水電站景洪水電站橄欖壩水電站勐松水電站梯級水電開發的水文水資源效應瀾滄江干流（云南）梯級電站規劃為15級其中已（在）建6級。變化環境下干旱頻率分析方法選擇干旱評價指標干旱序列變異分析（水文變異診斷系統）變化環境下干旱頻率分析方法統計途徑成因途徑趨勢變異跳躍變異非線性趨勢小波分析黃變換跳躍分析氣候變化下墊面變

6、化非一致性干旱頻率分析方法基于WHMLUCC模型的干旱頻率分析方法過去、現狀、未來不同時期的干旱頻率分布南水北調中線區域水資源演變情勢與生態環境效應河勢等調水工程水質水文情勢水資源分布生態環境效應西江非一致性歸槽洪水頻率計算方法變化環境下的水循環及水資源形成規律已成為水科學發展的前沿問題之一世界氣候研究計劃WCRP全球水系統計劃GWSP國際水文計劃IHP國際地圈 生物圈計劃IGBP研究意義非一致性水問題研究國家中長期科學和技術發展規劃綱要國家自然科學基金“十一五”發展規劃全球變化與地球系統人類活動對地球水系統的影響機制重點優先領域研究意義非一致性水問題研究研究意義非一致性水問題的研究方法是變化

7、環境下區域水安全評價和風險管理重大需求的應用基礎問題和亟待解決的關鍵理論問題之一非一致性水問題研究研究意義變化環境下非一致性水問題的研究方法是解決我國當前面臨水問題的迫切需要水資源規劃流域綜合規劃防洪規劃抗旱規劃水能規劃非一致性水問題研究一致性序列1非一致性序列一致性序列2如何研究“非一致性”水文序列？水文序列變化規律一致性序列突變或漸變統計規律發生變化非一致性序列新的平衡或穩定狀態當水文序列的變化規律在一定時期內發生突變或漸變，即從一種穩定狀態突變或漸變到另一種穩定狀態時，水文序列是非一致的。經過突變或漸變后達到新的平衡或穩定狀態時，其隨機性成分又將起主導作用。（水文變異）非一致性水文頻率計

8、算的假設前提當水文序列的變化規律在一定時期內發生突變或漸變，即從一種穩定狀態突變或漸變到另一種穩定狀態時，水文序列是非一致的，這種突變或漸變造成水文序列變化規律的差異即為水文序列的確定性成分。非一致性水文序列的隨機性規律反映一致性變化成分，而確定性規律反映非一致性變化成分。非一致性水文序列確定性成分隨機性成分一致性變化規律非一致性變化規律現行水文頻率計算方法的合理性現行水文頻率分析中的各種方法都要求水文序列中各項值服從同一分布，即要求水文序列中各項值都是在基本相同的物理條件下形成的。為此，必須把非一致性水文序列改正到同一個物理基礎上，力求使樣本序列具有同一個總體分布。 從這個意義上來說，目前對

9、非一致性水文序列的“還原”改正計算或“還現”改正計算，均符合水文頻率計算關于同分布的假定，它們本身都是合理的。 非一致性水問題研究非一致性序列水文頻率計算方法“還原”計算方法或“還現”計算方法均只能反映過去或現狀水文序列的形成條件，而無法適應過去、現狀和未來不同時期環境的變化。本文提出的非一致性序列水文頻率計算方法，將非一致性水文序列分解成一致的隨機性成分和非一致的確定性成分，用一致的隨機性成分滿足現行水文頻率計算關于同分布的假定，用非一致的確定性成分適應過去、現狀和未來環境的變化，可以說，該方法可以適應變化環境對水文頻率計算的要求。 非一致性水問題研究 非一致性 序列水文 頻率計算 方法流域

10、或河道 水文模型 水文變異診斷系統序列是否一致？環境如何模擬？頻率怎樣計算？研究內容非一致性水問題研究二. 水文變異診斷系統水文變異的定義如果水文序列相互獨立（不含相依成分），且與周期、趨勢和跳躍無關，表明整個水文序列具有相同的物理成因（獨立性、平穩性），其統計規律滿足一致性的要求，即水文序列沒有發生變異；水文變異的統計學定義：如果水文序列的分布形式或(和)分布參數在整個序列時間范圍內發生了顯著變化，則稱水文序列發生了變異。水文變異的水文學定義：如果水文序列的物理成因在整個序列時間范圍內發生了顯著的變化，則稱水文序列發生了變異。發生變異的水文序列是一個非一致性序列。水文變異診斷系統及其應用水文

11、變異診斷系統結構(SZYZB-1) NSFC(50579052)水文變異診斷系統及其應用分趨勢詳細診斷和跳躍詳細診斷兩步 利用趨勢綜合顯著性判斷趨勢變異,利用跳躍綜合顯著性和綜合權重判斷跳躍變異，用效率系數判別變異形式 成因分析 變 異 診 斷 步 驟診斷結論 綜合診斷 詳細診斷 根據過程線和Hurst系數值等初步判斷序列的變異程度 初步診斷 水文變異診斷系統 應 用 實 例水文變異診斷系統及其應用 無定河流域多要素水文變異分析 三水站不同時間尺度徑流序列變異分析 西北地區多尺度降水序列時空變異分析 三級區與四級區不同空間尺度徑流序列變異關系 徑流年內分配情勢變異分析無定河流域水文站點分布圖實

12、例1 無定河流域多要素水文變異分析研究系列：1958-2000年 共43年研究對象：年降雨量、年蒸發量、年徑流量、年徑流系數、年干旱指數、年濕潤指數根據滑動平均線，在70年代以后過程線基本上位于均值的下方，變異非常明顯；取第一信度水平，第二信度水平=0.01 Ha， H=0.739, H，屬于強變異；初步診斷年徑流序列發生變異。診 斷 方 法檢驗結果診 斷 方 法檢驗結果滑動F檢驗1978(+)滑動秩和檢驗法1971(+)滑動T檢驗1970(+)最優信息二分割1971里-海哈林法1970Mann-kendall方法1971(+)有序聚類法1970Bayesian方法1970(+)R/S檢驗法1

13、971相關系數檢驗法趨勢顯著Brown-Forsythe法1971(+)Spearman秩次相關檢驗法趨勢顯著滑動游程檢驗法1971(+)Kendall秩次相關檢驗法趨勢顯著變異點1978，1970，還是1971？變異形式是趨勢還是跳躍？ 在顯著性水平的情況下，權重在1971年為最大值0.516，綜合顯著性為4，跳躍顯著，因此選擇1971年為該序列的跳躍點。 年徑流量跳躍綜合診斷跳躍效率系數RS=57.95 %；趨勢效率系數RS=58.65%進一步可以從原序列中，分離出趨勢趨勢與跳躍的選擇：建議選擇趨勢無定河流域的年蒸發、年干旱指數和年濕潤指數無變異；年降雨發生了弱變異，變異點為1979年；年

14、徑流系數發生了中變異，變異點為1972年；年徑流發生了強變異，變異點為1971年；各要素之間的變異關系？其它要素變異診斷多要素水文變異關系 NSFC(50839005)NSFC(50579052) 水土保持治理分為3個階段：50年代初至70年代初 起步階段；70年代初至80年代初 初步治理階段 ；80年代初至今 較高治理階段。1971 無定河流域各年份水保措施實有面積 無定河流域水土保持工程狀況 無定河流域水文變異的原因包括氣候和人類活動兩個方面。氣候對年蒸發、年干旱指數和年濕潤指數的影響不大，對降雨有一定影響。徑流和徑流系數變異除受氣候因素影響外，主要受人類活動的影響。1972年以后無定河流

15、域開展了大規模的水土保持工程措施，大大改變了流域的下墊面條件，使產匯流條件發生了變化，是年徑流和年徑流系數變異的主要原因。降雨的減少對流域的水資源保護、生態環境治理等有一定的不利影響。徑流和徑流系數的減少說明無定河流域水土保持工程措施對流域水源的涵養、水資源的保護起到了一定的作用，這對無定河流域進行沙漠化治理、水土保持效益評價、水土保持規劃與水資源規劃具有一定的指導意義。小 結三. 成因分析方法變化環境下地表水資源評價方法水資源評價技 術 路 線評估地表水資源反演解譯預測考慮土地利用和覆被變化的流域水文模型WHM-LUCC簡介WHM-LUCC模型基于Shreve河鏈概念的單元劃分 土地資源分類

16、系統 蓄滿超滲兼容產流模型逆高斯分布地貌匯流模型 線性水庫匯流模型 考慮土地利用/覆被變化的單元水文模型變化環境下地表水資源評價方法根據研究問題的實際需要，WHMLUCC擴展為三種形式： LWHM-LUCC ZWHM-LUCC DWHM-LUCC 集總式 分塊式 分布式 因為需要評價流域地表水資源總量，也就是求流域出口斷面的徑流量，因此采用考慮土地利用/覆被變化的集總式流域水文模型。WHMLUCC的擴展NSFC(50579052)NSFC(50839005)(KZCX2-SW-317)(CX10G-E01-08)(SZYZB-1) 無定河流域水文序列時間分段過去氣候條件修正降雨序列現狀氣候條件

17、修正降雨序列無定河流域氣候的變化為了保持氣候因素在19582000時段的一致性，把降雨序列修正為兩個序列：一個是過去的氣候條件，修正序列的均值（ 19581979 ）為；一個是現狀和未來的氣候條件，修正序列的均值（ 19802000 ）為。三. 成因分析方法變化環境下地表水資源評價方法流域現狀三期土地利用信息提取1990年1995年2000年 中國科學院地理科學研究所資源數據中心提供的1990年、1995年和2000年三期1:10萬土地利用數據，通過遙感系統和地理信息系統得到三期土地利用圖，直接獲取土地利用變化的空間與屬性數據。80年代末無定河流域過去土地信息反演LWHM-LUCC模型參數率定

18、與檢驗降雨、蒸發及流量資料采用與現狀土地利用覆被資料對應的19802000年逐日資料，為了與土地資料時間上更匹配，采用19862000年率定，19801985檢驗；考慮到LWHM-LUCC模型主要應用于評估土地利用/覆被變化對流域水資源的影響，因此選取計算時段長為日，以年為單位來統計出口斷面的徑流量，即地表水資源量。模型率定的目標函數為：模型模擬徑流的精度指標：多年徑流水量平衡系數R和徑流合格率DR過去土地利用信息反演過去土地利用信息反演就是根據LWHM-LUCC模型在無定河流域的模型率定參數，然后再結合已知的水文資料來反演無定河流域過去缺乏的土地利用覆被資料。反演土地信息的時間段為1958

19、1979年，水文資料采用與之相應的逐日資料。土地利用信息反演目標函數通過變異診斷分析，19582000時段43年的徑流資料在1971年發生了比較明顯的變異，而降雨資料在1979年發生了比較明顯的變異，結合無定河流域自50年代以來的水土保持措施，把反演時段劃分為兩段：19581971時段和19721979時段。反演土地信息合理性分析結合無定河流域自50年代至今所實施的水土保持措施，雖然在統計資料方面存在較多的問題，但還是能反映流域下墊面各土地利用類型的整體變化趨勢:早期是耕地、林地和草地面積在增加；后期提倡退耕還林、退耕還草，耕地面積有所減少。可以看出反演的兩個時段的土地利用信息與流域實際的下墊

20、面發展趨勢是一致的。無定河流域未來土地信息預測馬爾科夫鏈模型基本原理馬爾科夫鏈模型是一種以概率論和隨機過程理論為基礎，運用數學模型來分析客觀對象發展變化過程的統計分析方法，屬于定量分析，在土地格局領域，已有很多學者引入它模擬植物的更替、土壤變化、森林覆被變化等。本文應用它來對無定河流域未來的土地利用信息進行預測。兩個重要特性無后效性：系統到達某一狀態的概率僅于前一狀態有關； 吸收性：系統逐漸達到一個穩定狀態，與原來的狀態無關。 預測模型M（n）為第n分期各類型面積占有率矩陣M（0）為初始各類型面積占有率矩陣初始狀態概率轉移矩陣無定河流域土地利用類型轉化情況19901995年19952000年利

21、用GIS的空間分析功能得到無定河流域的土地利用覆被變化圖，并對全區土地利用空間數據疊置分析的結果進行統計排序，得到土地利用類型之間的轉化情況。6.380.260.5761.533.6627.60比例（%）1936.6078.92173.0218676.931110.968377.75面積11.640.320.7155.323.6028.41比例（%）3534.0197.26215.7116790.471093.828622.90面積201512.980.330.7253.793.6528.53比例（%）3939.44100.16218.2516328.751108.768658.82面積201

22、014.660.340.7351.883.7328.67比例（%）4448.42103.50220.3015748.991131.128701.85面積2005未利用地建設用地水域草地林地耕地土地利用類型未來土地信息預測未利用地面積的減少和草地的增加，說明照目前的發展趨勢，開荒種草的效果會比較明顯。年份變化環境下LUCC與氣候條件1958197119721979200020102015穩定過去氣候過去氣候現狀氣候未來氣候未來氣候未來氣候多年平均49.7140.2932.3231.4031.2230.37 用LWHM-LUCC模型針對不同的基準環境來進行徑流模擬計算，由模擬出來的六個基準徑流序列

23、，可以看出來，相對19581971基準環境的多年平均徑流深，19721979、2000年、2010年、2015年以及穩定狀態基準的多年平均徑流呈現減少趨勢，尤其是19721979時段基準減少幅度最大。 對六個基準徑流序列進行一致性分析，可以得出其具有一致性，因此可以對其做水文頻率分析計算。過去、現狀和未來變化環境下基準徑流深（單位：mm）變化環境下年徑流的模擬計算變化環境下年徑流頻率曲線參數1958197119721979200020102015穩定狀態均值49.7140.2932.3231.4031.2330.37Cv0.280.270.240.240.240.24Cs0.560.541.3

24、51.441.541.60變化環境下地表水資源評價結果變化環境下年徑流頻率曲線變化環境下地表水資源評價結果未來(2010、2015、穩定狀態)與現狀（2000）多年平均地表水資源量相差不大， 分別減少了2.85%、3.37%、6.03%，反映兩者徑流形成的條件基本相同；與過去（19721979基準）相比分別減少了22.07%、22.49%、24.62%；而與過去（19581971基準）相比則分別減少了：36.83%、37.18%、38.91%， 反映兩者徑流形成的條件有顯著的差異。四. 統計分析方法變化環境下地表水資源評價方法 非一致性水文序列的頻率計算問題可以歸結為水文時間序列的分解與合成，

25、并包括：對水文序列的確定性成分進行擬合計算和模型預測；對水文序列的隨機性成分進行統計規律的推求；合成成分的數值計算、參數計算和分布的推求等。 變化環境下非一致性水文頻率計算原理(NSFC-50579052)/(SZYZB-1) 基于方法擇優度的地表水資源評價方法比較與選擇 基于線性趨勢分析的地表水資源評價方法 基于跳躍分析的地表水資源評價方法 基于非線性趨勢分析的地表水資源評價方法 基于降雨徑流關系的地表水資源評價方法變化環境下地表水資源評價方法非一致性序列水文頻率計算方法 基于小波分析的地表水資源評價方法 基于HHT變換的地表水資源評價方法基于趨勢分析的地表水資源評價方法實例： 永定河官廳水

26、庫以上流域基于趨勢分析的地表水資源評價方法 研究區范圍及基本資料： 在海河流域選擇永定河官廳水庫以上流域。 研究對象為年徑流量。 研究系列為19562000年共45年。Yt,2=463.9763-0.227334tYt,1=19.311.水文變異診斷 2.線性趨勢擬合 4.隨機成分提取 基于趨勢分析的地表水資源評價方法 非一致性成分分解 Yt=Yt,2-Yt,1 結論：趨勢變異 3.確定成分推求 Yt=Yt,2-Yt,1 St=Xt-Yt Xt St 1基于趨勢分析的地表水資源評價方法 結果比較 5永定河流域地表水資源評價結果 永定河流域未來與過去多年平均地表水資源量相比減小約63.65%、現

27、狀與過去相比減小約51.74%、未來與現狀相比減小約24.67%，反映三個時期徑流形成的條件有顯著的差異。 基于趨勢分析的地表水資源評價方法參數過去（1956年）現在（2000年） 未來（2010年） 均值(億m3)19.319.31877.0198Cv0.20990.43750.5461Cs0.8330.8751.0922基于跳躍分析的地表水資源評價方法 研究區范圍及基本資料： 疏勒河下游控制站潘家莊站。 研究對象為年徑流量。 研究系列為19562000年共45年。1.水文變異診斷 2.確定性成分擬合 3.隨機性成分提取 Yt,2=2.19Yt,1=2.76基于跳躍分析的地表水資源評價方法

28、非一致性成分分解 1跳躍變異，變異點1983年Yt=Yt,2-Yt,1St=Xt-Yt St Yt 基于跳躍分析的地表水資源評價方法 合成計算 24.隨機成分頻率計算 5.非一致性成分合成計算 6.過去、現狀、未來對比 2000年：Yt=-0.57 2010年：Yt=-0.57 St統計參數：均值x，Cv，Cs 疏勒河流域地表水資源評價結果 疏勒河流域現狀和未來與過去多年平均地表水資源量相比減小約21.27%。反映三個時期徑流形成的條件有顯著的差異。 基于跳躍分析的地表水資源評價方法 合成計算 3參數過去（1956年）現在（2000年） 未來（2010年） 均值(億m3)2.7612.1736

29、2.1736Cv0.2170.27770.2777Cs0.6920.6830.683基于降雨徑流關系的地表水資源評價方法實例：潮白河水資源分區1-2基于降雨徑流關系的地表水資源評價方法 研究區范圍及基本資料： 潮白河水資源分區1-2。 研究對象為年徑流量。 研究系列為19562000年共45年?；诮涤陱搅麝P系的地表水資源評價方法 降雨徑流關系線的建立 11.水文變異診斷跳躍變異，變異點1974年，建立變異前后的降雨徑流關系基于降雨徑流關系的地表水資源評價方法 非一致性成分分解 22.確定性成分擬合 3.隨機性成分提取 Yt=ft,2-ft,1St=Xt-Yt 基于降雨徑流關系的地表水資源評價方法 頻率計算 34.隨機成分頻率計算 5.非一致性成分合成計算 6.過去、現狀、未來對比 2000年：Yt= -10.8 年徑流量(mm)St統計參數：均值x，Cv，Cs=1.918 2010年：Yt= -20.7 潮白河水資源分區II1-2未來與過去多年平均地表水資源量相比減小約