發(fā)布時間：2021-11-07 09:28

　　為了研究水文時間序列趨勢性分析方法在湖北幕阜山區(qū)的適用性,采用滑動平均法、線性回歸法、Mann-Kendall秩和檢驗法和Spearman秩檢驗法,對幕阜山區(qū)通城和大屋場兩個水文站的年平均徑流序列進行趨勢性分析。結果表明:4種趨勢分析方法得出的結論一致,1964～2016年通城站年平均徑流序列無顯著變化趨勢;1991～2016年大屋場站年平均徑流序列呈下降趨勢。以上4種方法均適用于幕阜山區(qū)小流域水文序列趨勢性分析。 

【文章來源】：水利水電快報. 2020,41(04)

【文章頁數(shù)】：5 頁

【部分圖文】：

1964~2016年通城站年平均徑流量滑動平均曲線大屋場站1991~2016年多年平均徑流量為1.1818

91~2016年多年平均徑流量為1.18億m3，由于徑流序列相對較短，對序列采取3點滑動平均處理，結果如圖4所示。由圖4可知，滑動平均處理后線性趨勢線呈下降趨勢，即大屋場站年平均徑流總體呈下降趨勢。分階段來看，1991~1998年平均徑流呈上升趨勢，1998~2008年呈下降趨勢，2008~2011年呈上升趨勢，2011~2016年呈下降趨勢。以2004年為分界點，在2004年之前，年徑流量基本大于多年平均徑流量，此時期屬于偏豐水期；2004年之后，年徑流量小于或略高于多年值，屬于偏枯水期。圖41991~2016年大屋場站年平均徑流量滑動平均曲線2.2線性回歸法使用線性回歸法計算通城站年平均徑流序列線性趨勢，可得線性趨勢線為x=0.0067t-11.294式中，x為年平均徑流量，m3/s；t為年份。如圖5所示，年徑流量的線性趨勢線呈上升趨勢。根據(jù)最小二乘法計算模型參數(shù)，得到統(tǒng)計量T=1.11，已知n=53，取顯著性水平α=0.05，查t分布表得到tα/2?n-2=t0.025?51=2.01。||T<t0.025?51，因此通城站1964~2016年平均徑流量線性趨勢不顯著。圖51964~2016年通城站年平均徑流線性趨勢分析使用線性回歸法計算大屋場站年徑流序列線性趨勢，可得線性趨勢線：x=-0.0265t+54.284如圖6所示，年徑流量的線性趨勢線呈下降趨勢。根據(jù)最小二乘法計算模型參數(shù)，得到統(tǒng)計量圖2廈鋪河上段（大屋場站控制流域）示意圖1雋水河（通城站控制流域）示意水文站水系通城站控制流域水文站水系大屋場站控制流域通城大屋場林上048km01.252.55km··18

圖41991~2016年大屋場站年平均徑流量滑動平均曲線2.2線性回歸法使用線性回歸法計算通城站年平均徑流序列線性趨勢，可得線性趨勢線為x=0.0067t-11.294式中，x為年平均徑流量，m3/s；t為年份。如圖5所示，年徑流量的線性趨勢線呈上升趨勢。根據(jù)最小二乘法計算模型參數(shù)，得到統(tǒng)計量T=1.11，已知n=53，取顯著性水平α=0.05，查t分布表得到tα/2?n-2=t0.025?51=2.01。||T<t0.025?51，因此通城站1964~2016年平均徑流量線性趨勢不顯著。圖51964~2016年通城站年平均徑流線性趨勢分析使用線性回歸法計算大屋場站年徑流序列線性趨勢，可得線性趨勢線：x=-0.0265t+54.284如圖6所示，年徑流量的線性趨勢線呈下降趨勢。根據(jù)最小二乘法計算模型參數(shù)，得到統(tǒng)計量圖2廈鋪河上段（大屋場站控制流域）示意圖1雋水河（通城站控制流域）示意水文站水系通城站控制流域水文站水系大屋場站控制流域通城大屋場林上048km01.252.55km··18

【參考文獻】：
期刊論文
[1]大通河流域近60年徑流變化特征和趨勢分析[J]. 王大超,杜麗芳,路賀,史偉明,張鈺.  水利水電快報. 2019(04)
[2]水文氣象序列趨勢分析與變異診斷的方法及其對比[J]. 張應華,宋獻方.  干旱區(qū)地理. 2015(04)
[3]長江源區(qū)1978—2009年徑流極值序列變化趨勢分析[J]. 褚茜茜,陳進,陳廣才.  長江科學院院報. 2014(02)
[4]葉爾羌河流域水資源變化趨勢及顯著性檢驗[J]. 龐春花.  陜西水利. 2011(02)
[5]滑動平均法的基本原理及應用[J]. 裴益軒,郭民.  火炮發(fā)射與控制學報. 2001(01)

碩士論文
[1]水文時間序列的特性分析及預測研究[D]. 杜懿.廣西大學 2018
[2]汾河上游徑流演變特性分析及其預測方法研究[D]. 陳旭.太原理工大學 2015
[3]洮河干流洪水特性及變化趨勢研究[D]. 朱佳君.蘭州大學 2012



本文編號：3481604