影响。文章选择东洞庭湖鹿角站1962年至2012年的水文测报资料，运用曼-肯德尔(Mann-Kendall) 非参数秩次相关检验法、分段线性回归(SRST)方法和累计距平线法等方法，开展东洞庭湖年均水位
的演变规律研究，分析结果表明：东洞庭湖年均水位无显著性变异点；鹿角站1962年至2012年年
均水位变化总体上呈“M”趋势，详细过程先有一个小幅上升再下降，再上升至2002年前后再下降。 关键词：东洞庭湖；年均水位；趋势性；变异性洞庭湖是我国第二大淡水湖，属中国五大淡水湖 之一，是长江中下游最重要的调蓄湖泊。位于湖南境内
1分析方法东北部地区，区域位于长江荆江河段南岸，介于东经
1.1累积距平曲线-滑动t联合检验110°40'~113°10',北纬 28。30'~30。20'。它北纳长江“三
累计距平曲线法原理：对于水文样本序列乩,”2…
口”(太平、松滋、藕池)来水，西和南接“四水”(湘
X,,,在某一时刻t的累积距平表示为：水、资水、沅水、醴水)，周边的汨罗江、新墙河等中小河
t
n流也汇入其中。湖区面积2 820 km2,S,= i=i丫 (jc-x ) ,x = — V. x； (1)天然湖面4 040
n i=ikm?,另有内湖1 200 km2o东洞庭湖是世界上典型而复
绘出S,~t曲线进行变点初步识别。杂的-个具有调蓄功能的内陆湖泊，是长江出三峡进 滑动t检验：对已知的年均水位样本序列xi.x2- 入中下游平原后的第-个通江大湖。东洞庭湖具有提 如,选定某一年份，分别取其相邻前和后的连续巾和n2 供湖区生产生活用水、繁衍水生生物、维系江湖流域生
年的年均水位值计算统计量T值。态平衡以及改善区域生态环境等多种功能。东洞庭湖 T_ x \\—X 2 C_A /(ZI|-1)S|'+n) 在汛期对长江洪水的调蓄为长江中下游地区防洪发挥
Z\"着不可替代的作用。sv^+亍石'V ^=2 本文主要针对东洞庭湖鹿角站1962-2012年水文 其中和s„s2分别为前后n,年和s年的均 系列内年均水位采用累计距平曲线联合滑动T检验进
值和标准差。行变异性分析,采用曼-肯德尔(Mann-Kendall)非参数 累积距平曲线-滑动t联合检验分为以下两个步 秩次相关检验法和随时间变化系统的分段回归
骤：(SRST)方法进行趋势性分析。研究成果对洞庭湖水生
1)变点的初步识别态治理和水环境保护具有借鉴意义。利用式(1),以t为横坐标,S,为纵坐标得到累积距
平曲线图，从图中找出S,的最大值和最小值，并假设它收稿日期:2019-10-28作者简介：杨斌(1986-),男，湖南岳阳人，硕士，工程师，主要从事水资源与水环境保护工作，手机：18273026686：60杨斌〃东洞庭湖年均水位演变规律研究们所对应的横坐标为可能的变点。2)变点的精确识别先利用式(2)计算出统计量T的值，再以自由度 n=ni+n2-2,置信度a=0.05查t分布表得丁血值。将计算
出的统计量丁值与忌值进行比较，当171>心时表明
序列在该点存在显著性突变，该点为序列内变点，
当171<心时表明序列在该点不存在显著性突变，该点 不为序列内变点。线性趋势变化但仍连续的点为拐点，通过曼-肯德
尔检验法可以绘制统计量UF随时间变化的曲线，曲
线变化时上升和下降交替出现的峰值点可能是序列线 性趋势变化的点，同时结合变量过程线的变化趋势来
联合确定拐点。1.2分段线性回归(SRST)方法随时间变化系统的分段回归(SRST)方法
(Segmented Regression System over Time)是由 Shao
和Campbell于2002年提出的叫 该方法在未知趋势分
段及变点位置的情况下能够同时检测出序列的趋势和 突变。通常线性回归方程可以写成以下形式：(心)+£”(i= 1,2,…，N) (3)假定误差心} (i=l,2,…,N)独立且都服从分布N (0,a2)。建立分段线性回归模型的步骤如下：1) 对于一组将序列分成厶+1个子序列的具有厶
个变点变异点集r} 用线性回归分别模拟各个子序列趋势时需要对子序列 分段进行模拟，进行线性模拟时斜率变化的点就是拐 点。假定序列在变点“与r,之间的第I个子序列存在个拐点{人讣，那么“血)可以被定义为：jiU| (.t) =O|+ Y 伉*(£-/“)+Q=1,2,…，Z+l)(5)k=0其中，Ji,o=^-i ；(TQ+=u+被定义如下式严，当u>0 \"To,当 uWO(6)3) 分段线性回归(SRST)方法进行模型的拟合采 用的是最小二乘法，即模型的参数包括变点和拐点的 位置及数量、回归系数和截距等，都是通过残差平方和 的最小化来进行拟合的,表达式如下：RSS=》(x,-u(Q)2 (7)/=1在SRST模式识别中最小二乘法用于模型的优 选，模型中变点和拐点的最优数量和位置由AIC准则 (AIC<)确定，而。AIC准则是通过RSS数值和模型中的 自由参数的数量来建立的，其表达式如下：AICg)=ln1 瞎N +严N-p-2r ⑻式中p——模型中独立的参数的个数；N—序列观测值的个数。在第厶个子序列中相互独立的参数，整个序列独 立的参数的数量可以看成是：P=l+44-(2+/V 厶=1(9)分段线性回归模型采用简洁的方法且不同的时间 序列有特定的结果，我们仍然可通过假设检验来检验 所有的结果否通过P值小于0.05的信度检验。2分析结果2.1东洞庭湖年均水位年均水位变异性分析1)变异点初步识别以年份为横坐标，东洞庭湖鹿角站的年平均水位t n累积距平为纵坐标，依据公式5= Y g-F),F=丄 工e n i=i 绘出年平均水位累积距平线。—年均 水位 累积 距平 曲线图1东洞庭湖鹿角站年平均水位累积距平线由图1可知，东洞庭湖鹿角站1979年对应年平均 水位累积距平最小值,2003年对应最大值，所以鹿角 站年平均水位的变异点初步选取1979年和2003年。2)变异点的精确识别初步识别出1979年和2003年为东洞庭湖鹿角站 存在的两个变异点，运用滑动T检验法精确识别初识 变点。精确识别初估变点1979年，在1979年前取10 年(1970-1979)和后取10年(1980-1989)，分别计算出 61杨 斌〃东洞庭湖佯均水位演变规律研究厂=25.43 m,讥=26.05 m,S,=0.88,S2=0.64，代入公式计 从图2鹿角站mann-kendall检验统计量UF图中 算得S=0.77, T=-0.36。因为171<7^=2.1,则肯定原假设 乩：门-込=0,说明其差异性不显著(该点未发生均值突 我们可以看出1962年到1964年鹿角站统计量UF变 化趋势为增大，且在1964年统计量UF达到局部峰值 变)；精确识别初估变点2003年，在2003年前取9年 点；其后在波动中下降到1972年，1972年达到局部最 (1995-2003)和后取9年(2004-2012),分别计算出頁= 26.28 m,&=25.44 m,S,=0.59,S2=0.77，代入公式计算得 S=0.69,7=0.58。因为171(7^2.12,则肯定原假设乩：右- 匸2=0,说明其差异性不显著(该点未发生均值突变)o通 小值后统计量UF变化趋势呈现波动中整体上升，统 计量UF在2003年达到局部最大值后呈明显下降趋 势。同样从图3鹿角站年均水位过程线中也可以看到 年均水位整体呈先上升再下降、再上升再下降的过程， 1962年到1964年鹿角站年均水位呈增大趋势，1964 年为局部最大值；1964年到1972年年均水位整体呈 减小趋势，1972年达到局部最小值；1972年到2003年 过精确识别得出结论：1979年和2003年鹿角站年平 均水位均未发生均值突变。2.2年均水位趋势性分析鹿角站年均水位时间序列未发生均值突变，下面 年均水位呈局部波动较大但整体增大趋势且在2003 年达到局部峰值;2003年后逐渐呈减小趋势。故东洞 利用鹿角站年均水位序列mann-kendall检验统计量 庭湖鹿角站年均水位趋势性变化拐点选取1964年、 UF曲线、鹿角站年均水位总体趋势选取拐点。东洞庭 湖鹿角站mann-kendall检验统计量UF图、东洞庭湖 年均水位过程线图分别见图2、图3。1972 年、2003 年。在选取1964年、1972年、2003年为东洞庭湖鹿角 站年均水位序列的拐点之后，应用分段线性回归 (SRST)方法建立SRST模型进行趋势分析，将结果同 东洞庭湖鹿角站简单线性回归趋势比较。表1年平均水位线性回归分析统计表站点变点拐点回归方程AIC鹿角无1964 年(t1=2)1972 年(£2=10)2003 年(t3=41)u (f)=24.918+0.218t-0.245+0.048(12)-0.142(1)0.544应用分段线性回归(SRST)方法建立SRST模型进 行趋势分析，绘出东洞庭湖鹿角站年均水位线性趋势 图及SRST模型回归图(图4)。从线性趋势图可以看出 东洞庭湖鹿角站年均水位平均每年约增大0.012 m呈 1970 1980 1990 年份2000 2010总体增大趋势。从SRST回归图中可以看出系列年内 鹿角站年均水位变化较详细过程，其年均水位经历了 以1972年为分界的两次上升又下降的过程。年均水位 图2 东洞庭湖鹿角站年均水位mann-kendall检验统计量UF曲线在1962年1964年呈现上升趋势，而在1964 年到1972年呈现下降趋势；在1972年到 2003年呈现第二次上升趋势,此次上升趋势 历时长且趋势较明显,2003年以后年均水位 呈现显著下降至系列年末，依据已掌握资料 推测2003年后年均水位显著下降可能与长 江三峡工程2003年蓄水运行存在因果关系。通过对东洞庭湖鹿角站1962年至2012 年年均水位趋势性分析，洞庭湖水位在系列 年内总体呈现先有一个小幅上升，再下降再 图3东洞庭湖鹿角站年均水位过程线上升至2002年前后。可见2003年三峡蓄水 是洞庭湖年均水位下降的重要原因。62杨 斌//东洞庭湖年均水位演变规律研究________________________________________ 性分析得到：东洞庭湖年均水位1962年至2012年并 未发生均值突变。3) 利用分段线性回归SRST模型进行趋势分析 得到：通过对东洞庭湖鹿角站1962年至2012年年均 水位趋势性分析，洞庭湖水位在系列年内总体呈现先 有一个小幅上升，再下降再上升至2002年前后。可见 2003年三峡蓄水是洞庭湖年均水位下降的重要原因。4) 东洞庭湖泥沙淤积、湖区重大水利工程建设和 入湖径流变化也是造成东洞庭湖年均水位变化的因素。参考文献：[1] Shao QX, Campbell NA.Modelling trends in groundwater levels by segmented regressionwith constraints [J].Aust NZ J Stat,2002(44):129-141.3结语本文利用Mann-Kendall检验法、累积距平曲线联 [2] 姜加虎，黄群•三峡工程对洞庭湖水位的影响[J].长江流域 资源与环境,1996,5(4)： 367-374.[3] 谭晓明.洞庭湖水位变化特性[J].水文与规划，2002(2)： 25-26. 合T检验法和随时间变化系统的分段线性回归 (SRST)模型法等，对东洞庭湖鹿角站的年均水位变异 性及趋势性进行了分析。研究得出以下主要结论：[4] 洪林，董磊华，李文哲，等.三峡工程建库后对洞庭湖水位、 泥沙和水质的影响分析[J].中国水利,2007(6):13-14.1) 东洞庭湖鹿角站年均水位1962年至2012年年 均水位变化的趋势来看,洞庭湖水位在系列年内总体呈 [5] Fii GB, Chen SL, Liu CM, Shepard D.Hydro -climatic 现先有一个小幅上升，再下降在上升至2002年前后。trends of the Yellow river basin for the last 50 years [J]. Climatic Change, 2004(65): 149-178.[6] Becker S, Gemmer M, Jiang T.Spatiotemporal analysis of 2) 东洞庭湖鹿角站的年平均水位运用累积距平 线法初步确定变异点后，运用滑动T检验法精确识别 precipitation trends in the Yangtze River Catchment [J |.Stoch Environ Res Risk Assess, 2006 (20) :435-444.初识变点，利用累积距平曲线联合T检验法进行变异 汛湖南省水刹厅组织参mr牢记使丽、兴水为民 ——中国水利71□年”成就展重要时期、重要时刻、精彩瞬间，彰显了水利人“忠诚、干 11月4~6日，由中国水利学会主办的“牢记使命、兴 水为民一一中国水利70年”成就展在北京中国国际展览 中心开展。湖南省水利厅党组成员、总工程师范金星率全 省水利系统部分市水利局、厅机关处室、厅直单位以及省 净、担当”的可贵品质，厚植了水利行业“科学、求实、创新” 的价值取向，以图、文、声、光、电等多种形式，系统回顾了 湖南水利人秉持初心、艰苦创业、无私奉献的70年，充分 展现了湖南水利人解放思想、开拓创新、锐意改革的70 水利学会的相关代表40余人参加本次成就展。本次成就展的目的是全面展示新中国成立70年来水 利事业走过的光辉历程，总结我国治水兴水经验，推进习 年，生动展示了湖南治水兴水70年的风雨历程。湖南水利的展位吸引了水利部刘伟平总工程师、水利 部有关司局领导、中国水利水电科学研究院匡尚富院长、 业内人士以及大量观展群众驻足参观。通过参加此次成就 **总书记“节水优先、空间均衡、系统治理、两手发力”十 六字治水思路和水利部党组“水利工程补短板、水利行业 强监管”水利改革发展总基调的贯彻执行，普及水利科技 知识，增强全社会节水爱水护水意识，助力水利改革发展。展，向外展示了湖南省70年水利建设与管理的成就，进一 步加强了湖南省水利系统与国内外水利同行的交流，为深 化水利改革起到了推动和促进作用。湖南水利以“富饶美丽幸福新湖南”为主题，重点展示 了防洪治涝、灌溉、供水、水电开发等内容，聚焦了一个个 水利科技推广中心何香建供稿63 因篇幅问题不能全部显示，请点此查看更多更全内容