水文特征及灾害分析

第 19 卷第 1 期 2004 年 3 月 灾　害　学 JOU RNAL O F CA TA STRO PHOLO GY V o l. 19 N o. 1 M ar. 2004 太湖上游的水文特征及灾害分析 罗潋葱1, 2, 秦伯强1, 朱广伟1 (11 中国科学院南京地理与湖泊研究所, 江苏 南京　210008; 21 中国科学院研究生院, 北京　100039) 摘　要: 分析了 1957～ 1988 年太湖上游主要入湖河道的水位和流量变化规律及其与降水量的关 系。基于年径流量, 对太湖上游河流每年的丰枯等级进行了评价, 讨论了太湖流域的洪涝灾害特 征, 提出了可根据本文所分析结果进行太湖洪涝灾害预测的结论。 关键词: 太湖; 水文统计; 洪涝灾害 中图分类号: P4261616　文献标识码: A 　文章编号: 10002811X (2004) 0120021206 太湖流域自 20 世纪初以来, 发生了超过 10 次以上的特大洪水, 并造成了巨大的伤亡和财 产损失。本文基于 1958～ 1988 年间位于太湖上游的湖州和宜兴两地的气象、水文数据, 分析了 降水和河道流量的变化趋势、周期性特征和相互间的关系, 可对未来的洪水预报提供参考。 1　太湖简介及其水文特征与气候背景 111　自然地理概况 图 1　太湖与其相应的入湖河道示意图 太湖流域位于长江三角洲, 包括太湖、 太湖平原及其西部的丘陵山地[ 1 ] , 流域总 面积达 36 500 km 2, 为我国经济最发达地 区之一。 太湖位于太湖平原中部, 为我国第三 大淡水湖泊, 平均深度约为 1189 m , 具有 饮水供应、洪水调蓄、水上运输、水产养 殖和生态旅游等功能, 在我国东部地区的 经济发展中举足轻重。 112　太湖水文与气候特征 　　作为吞吐型湖泊, 太湖受河流的直接 补给, 入湖河流主要位于西部, 分为发源于 天目山区的苕溪水系和发源于茅山及苏皖 浙三省交界地区的南溪水系, 入湖区分别 位于小梅口和宜兴东部的大浦口 (图 1)。 　　收稿日期: 2003_ 05_ 29 　　基金项目: 中国科学院战略重大项目 (KZCX1- SW - 12) ; 国家自然科学基金 (40071019) 资助 　　作者简介: 罗潋葱 (19722) , 男, 湖南新化人, 博士研究生, 主要从事水动力学方面的研究 1 © 1995-2004 Tsinghua Tongfang Optical Disc Co., Ltd. All rights reserved. 整个太湖流域处西风带附近, 属亚热带季风区, 降雨充沛, 年均降水量约为 1 154 mm , 每年 夏季受西太平洋副高的影响, 出现梅雨天气, 而梅雨期降水量又是影响太湖水位和流量的主 要因素, 与太湖汛期密切相关[ 2～ 5 ]。根据黄涛珍等[ 8 ]对太湖流域不同季节降水量的统计, 春、 夏、秋、冬在年降水量的比例分别为 28%、37%、22% 和 13% , 因此汛期降水量占年总降水 量的 6 成左右。 2　资料的选取 鉴于太湖主要受西部的河流补给, 本文选取 1957～ 1988 年间主要入流处 (宜兴和湖州) 的河道及气象站降水数据作为分析对象, 所选河流的位置见下表: 　　　表 1 用于分析的河道名称及其位置 水位站名 流入 断面地点 经度 纬度 东苕溪 (瓶窖) 太湖 浙江湖州市瓶窖镇 119193 30130 东苕溪 (菱湖) 太湖 浙江湖州市菱湖镇 120118 30173 西苕溪 (吴兴杭长桥) 太湖 浙江湖州市西门外杭长桥 120110 30187 西氵久 (宜兴西) 南仓河 江苏宜兴县西门外南长街 119183 31137 南仓河 (宜兴南) 东氵久 江苏宜兴县铜峰乡南仓桥 119183 31137 城南河 (宜兴城) 东氵久 江苏宜兴县铜峰乡城南桥 119183 31137 氵伏溪河 (宜兴氵伏二) 东氵久 江苏宜兴县铜峰乡氵伏溪桥 119183 31137 　　根据上述河道的流量和水位资料, 采用加权平均法, 计算出每年入湖河道的平均流量和 水位, 据同样方法计算出各年平均降水量, 将上述数据作为初始数据, 进行特征分析。依据 统计学中大数定理, 资料样本应满足 n≥30 的条件, 本文中资料符合要求。 3　分析方法与结果 311　变化趋势分析 该方法的原理为, 对任何一个时间序列的变量 x t, 可看成由如下分量构成[ 6～ 8 ]: x t= h t+ p t+ ci+ st+ A i (1) 　　 其中, h t 为时间尺度在几年或几十年的长期波动, p t 为序列中固有的周期性变化, ct 为循 环变化分量, 代表周期长度不严格的隐含周期性波动, st 表现为平稳时间序列分量, A t 是白 噪声。通过年总量和年平均值可消除其固有周期分量 p t, 然后做统计处理消除或消弱循环变 化分量 ct 和扰动量 a t, 这样便可将趋势分量 h t 显现出来, 而 st 可用平稳随机序列分析方法处 理。变化趋势分析可分为线性趋向估计、滑动平均、累计距平和多点平滑等多种方法, 本文 采用线性倾向估计法, 该方法的主要原理为建立分析参数和时间序列的一元线性回归关系, 即 x i’= a+ bti, 其中, i 表示时间序列, x i’表示对原序列的回归值, ti 为时间序列, a 为回归常数, b 为回归系数, 代表变化趋势。当 b> 0 时, 说明原序列呈上升趋势, 反之亦然。a 和 b 通过最 小二乘法进行估计, 求出 x i’后, 再计算其与原序列 x i 的相关系数, 并通过统计检验判断其是 否显著。基于该方法, 对太湖入流处的流量、水位和降水特征在不同时段内做趋势估计, 其 中汛期为 4～ 9 月, 夏季为 6～ 8 月, 冬季为 12～ 2 月, 所得结果如下: 22　　　　　　　　　　　　　　　　　　　灾　害　学　　　　　　　　　　　　　　　　　　19 卷　 © 1995-2004 Tsinghua Tongfang Optical Disc Co., Ltd. All rights reserved. 　　　表 2 1957～ 1988 年间水位、流量和降水的线性倾向估计 变量 倾向值 相关系数 变量 倾向值 相关系数 变量 倾向值 相关系数 年水位 - 01007 8 - 01266 9 年流量 - 01237 5 - 01329 6 年降水 01811 01561 汛期水位 - 01005 5 - 01166 7 汛期流量 - 01256 - 01230 4 汛期降水 01766 01331 夏季水位 - 01002 4 - 01061 9 夏季流量 01296 6 01196 夏季降水 21211 01506 冬季水位 - 01010 9 - 01408 9 冬季流量 - 01281 - 01403 2 冬季降水 01921 0157 　　根据倾向值, 可估计各变量在 32 年中的线性变化规律。可以看出, 水位在不同时段内均 呈下降趋势, 流量除夏季上升外, 其余各时段均呈下降趋势, 而降水量则刚好相反, 出现上 升趋势, 说明在 1957～ 1988 年间, 太湖入流河道的年平均水位、汛期水位、夏季和冬季水位 在逐年下降, 夏季流量在逐年增加, 而汛期和冬季及年均流量则在逐年下降, 降水在各时段 内均增加。针对长度为 32 的样本数据, 给定 0105 (R 0105= 013 490) 的显著性水平, 判断出从 1957 至 1988 年间, 冬季流量和水位逐年下降的趋势较明显, 年降水量及冬、夏季降水的增加 趋势亦尤为显著, 而其他指标在不同时段内均值随时间变化的线性趋势并不显著。 　　　表 3 径流量等级划分标准 Q i≥ Q 0+ 1117Ρ 重丰 + 2 Q 0+ 0133Ρ< Q i< Q 0+ 1117Ρ 丰水 + 1 Q 0- 0133Ρ< Q i ≤Q 0+ 0133Ρ 平水 0 Q 0- 1117Ρ< Q i ≤Q 0- 0133Ρ 枯水 - 1 Q i≤ Q 0- 1117Ρ 重枯 - 2312　年径流量等级及其与厄尔尼诺的关系评价河流年径流的丰枯情况, 可按照一定保证率 (P) 的年径流标准划分, 通常以 P< 25% 定义为丰水年, P> 75% 为枯水年, 介于其间时可确定为平水年[ 9 ] , 本文参照气象学对降水量评价的 标准[ 10 ] , 根据表 3 所示的方法评价太湖上游河流 年径流量的丰枯情况。 图 2　1957～ 1988 年间太湖上游年径流量丰枯等级 　　表 3 中Q i 代表年径流量, Q 0 为 多年平均值, Ρ为标准差, 分析结果见 图 2。从图可知, 1957～ 1988 年间, 太 湖上游河道出现了 4 个较重丰水年, 分别为 1960, 1973, 1975, 1977 年, 4 个较重枯水年为 1978, 1979, 1982, 1987 年, 总丰水年和总枯水年的总数 各为 11 年, 正常年数 (平水年) 为 10 年。在所有非正常年 (丰枯等级≠0) 中, 除 1960～ 1962 和 1978～ 1979 共 5 年外, 其余各年份均为气候异常年, 即厄尔尼诺或拉尼娜发生年间, 占总 非正常年数的 78%。在 8 个较重丰水或枯水年中, 有 4 个年份对应厄尔尼诺或拉尼娜强度指 数的大值, 如 1973～ 1975 为拉尼娜发生期间, 强度指数为 2121, 1982 和 1987 俱为厄尔尼诺 发生期间, 强度指数分别为 4106 和 3135。 由此可见, 太湖流域上游河流的年径流量与全球气候异常之间存在着某种相关关系, 丰水 或枯水年份亦是气候异常的年份。因此当厄尔尼诺或拉尼娜发生时, 即预示着太湖流域将是干 旱年或洪涝年, 由于厄尔尼诺现象所影响的空间尺度大到全球范围, 因此该关系不仅对太湖上 游, 而且对整个太湖流域甚至全国范围内关于气象灾害的预报具有一定的指导和参考的意义。 313　径流量与太阳活动的关系 在太阳活动和气候异常之间亦存在某种相关关系, 这已经为众多专家学者的研究所证 32　1 期　　　　　　　　　 　罗潋葱, 等: 太湖上游的水文特征及灾害分析　　　 　　　　　　　　　 © 1995-2004 Tsinghua Tongfang Optical Disc Co., Ltd. All rights reserved. 明[ 11～ 14 ], 而太湖活动的异常程度可从太阳黑子数量的变化来判断, 关于太阳黑子与降水间的 关系, 已有诸多研究[ 15～ 16 ]。据统计, 太阳黑子数的极大值年和极小值年存在着 11 年左右的波 动周期[ 17 ] , 在 1957～ 1988 年间, 出现太阳黑子数量极小值的年份有 1964 (黑字数 1110)、1974 图 3　1957～ 1988 年中极值当年及相邻年的太阳黑子 数和相应年的太湖上游流量 (黑子数 1511) 和 1986 (黑子 数 1212) , 极大值年份为 1957 (黑子数 20014)、1969 (黑子数 9518 ) 和 1979 ( 黑 子 数 14616) , 本文分别取极值出现 当年及其前后 1 年共 3 年做为 太阳黑子分析的年份, 分析了 太湖上游流量和太阳活动情况 的关系, 结果见图 3。 　　从分析结果看, 太湖上游 流量与太阳黑子数量间存在反位相关系, 即径流量大时, 黑子数目少, 而在径流量小的年份, 黑子数目多, 但流量的波动不及太阳黑子规则。因此, 从上述关系判断, 当太阳黑子数目异 常减少时, 意味着该年太湖流域发生洪涝灾害的可能性较大, 而当黑子数目增加时, 将有可 能出现干旱。 314　水位、流量与降水间的相关性分析 将资料进行标准化后, 对全年、汛期和冬夏季水位、流量与降水相互间的相关系数进行 了计算, 结果如表 4。 　　　　表 4　不同季节降水、流量和水位间的相关系数 项 目 全年(1～ 12 月) 汛期 (4～ 9 月) 夏季 (6～ 8 月) 冬季 (12～ 2 月) 降水- 水位 01188 01359 01169 - 01136 降水- 流量 01289 01542 01463 01331 水位- 流量 01645 01661 01719 01532　　从相关系数判断, 水位与流量间的相关性较好, 不同季节中均超过 015, 降水与流量在汛期和夏季的相关系数亦满足 0105 的显著性水平, 但就年平均值和冬季平均值 而言, 其相关性较夏季和汛期略差, 这意味着太湖上游入湖河道在汛期的流量与降水的多寡有直接关系, 降水多则流量大, 反之 亦然。根据以往的研究结果[ 2～ 3 ] [ 18～ 19 ] , 即太湖流域汛情主要决定于梅雨量和台风降水, 本文 所得的分析结果亦进一步验证了该结论。水位和流量在冬季与降水的相关系数为负, 说明在 该季节内, 降水并非是决定水位和流量大小的主要因素, 很可能与该区域内上游流量及其他 水源如工业与生活用水的排入有关。 315　水位和流量的周期性特点 采用谱方法, 取最大滞后长度为 8, 对年水位和流量进行了功率谱计算, 发现滞后长度为 1 的流量落后自相关系数R (1) 为 01001 758, 接近于 0, 故总体谱为白噪音谱, 其 95% 置信 限的上界为 01190 78, 可推断太湖上游入湖河道的流量并无显著的周期存在。对水位进行谱 分析, 发现期望谱为红色噪音, 且不存在超过红色噪音谱 95% 的置信限上界的谱值, 故亦不 存在周期性波动。因此, 在所分析的资料年限内, 太湖上游流量和水位的年均值并没有显著 的周期性特征存在, 但是不排除其存在长时间尺度诸如年代际的周期特征, 至于长波周期的 42　　　　　　　　　　　　　　　　　　　灾　害　学　　　　　　　　　　　　　　　　　　19 卷　 © 1995-2004 Tsinghua Tongfang Optical Disc Co., Ltd. All rights reserved. 分析, 则需要较长时间的历史资料。 4　太湖流域洪涝灾害分析与讨论 在上世纪中, 太湖流域共有 13 年发生较大洪水, 其中 1931、1954、1991 和 1999 年发生 了特大洪水[ 18 ] , 均由梅雨造成。毛锐[ 4 ]曾对太湖流域在 1954、1991 和 1999 年发生的三次特 大洪水做了比较, 发现受灾面积俱超过总流域面积的 10% , 经济损失分别为 10、103、131 亿 元, 给人们的生命财产带来巨大损失, 如 1991 年洪水破圩 751 个, 倒房 75 221 间, 冲毁桥梁 1541 座, 受淹工厂 19 141 个, 受灾人口约 400 万。根据王腊春等对太湖流域洪涝的分析及灾 害预测[ 20～ 21 ] , 21 世纪初若发生如 1991 型的特大洪水时, 所造成的经济损失将达 744 亿元。因 此, 怎样减少灾害的损失程度, 至关重要。 面对洪涝灾害所带来的巨大损失, 广大专家学者基于分析, 提出了许多减少损失的对 策[ 22～ 23 ], 如加固堤坝, 疏通河道等, 这无疑是行之有效的一种方法。但是, 怎样根据太湖流 域在历史年发生的灾害事件来寻求其中可循的规律, 做出灾害预报, 亦是举足轻重, 这要求 根据大量的历史资料, 从统计学角度来寻找其内在规律, 同时应考虑与洪涝灾害密切相关的 各种因素, 如降水、厄尔尼诺现象等, 最后结合洪涝的变化趋势和各种因素的综合影响, 做 出洪涝等级预报。 本文从降水、厄尔尼诺现象和太阳黑子活动情况来寻找其与太湖上游洪涝的关系, 虽然 囿于资料, 未对整个太湖流域进行分析, 但从气候学理论判断, 在整个太湖流域范围内, 其 大尺度气候背景应相差不大, 因此在对未来整个太湖流域的洪涝预测中, 上述分析结果亦可 作为重要的参考依据。 5　结论 通过对 1957～ 1988 年间位于太湖上游的宜兴和湖州两地主要入湖河道的水位、流量和降 水资料的分析, 得出如下结论: (1) 从线性趋势结果判断, 水位和流量在逐年减小, 但减小的趋势并不显著, 降水量却逐 年增加, 且相关系数达 0105 显著性水平。 (2) 通过对年径流量丰枯等级的评价, 发现丰水年或枯水年均为气候异常年, 即厄尔尼诺 或反厄尔尼诺年。 (3) 太阳黑子数较多年份, 发生水灾的可能性较小, 而当黑子数较少时, 当年的洪涝等级 较高。 (4) 利用谱方法, 对水位和流量进行了周期性分析, 发现二者均不存在显著的周期性波 动。 参考文献: [ 1 ]　孙顺才 1 太湖[M ]1 北京: 海洋出版社 119931 [ 2 ]　吴浩云 1 近 40 年来太湖汛情的变化与防洪对策[J ]1 湖泊科学, 1998, 10 (1) : 37- 411 52　1 期　　　　　　　　　 　罗潋葱, 等: 太湖上游的水文特征及灾害分析　　　 　　　　　　　　　 © 1995-2004 Tsinghua Tongfang Optical Disc Co., Ltd. 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