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水系连通变异下荆南三口河系水文干旱识别与特征分析

本站小编 Free考研考试/2021-12-29

代稳¹^,²^,, 吕殿青¹^,, 李景保¹, 王金凤², 赵增友²

1. 湖南师范大学资源与环境科学学院,长沙 410081

2. 六盘水师范学院旅游与历史文化学院,贵州六盘水 553004

Identification of hydrologic drought characteristics under water system connectivity variation in river system of three outlets of Jingjiang river

DAIWen¹^,²^,, LUDianqing¹^,, LIJingbao¹, WANGJinfeng², ZHAOZengyou²

1. College of Resources and Environment Science, Hunan Normal University, Changsha 410081, China

2. School of Tourism and History and Culture, Liupanshui Normal University, Liupanshui 553004, Guizhou, China

通讯作者:吕殿青(1975-), 女, 山西晋中人, 博士, 教授, 博士生导师, 研究方向为土壤水文与生态环境。E-mail: ldianqing@163.com
收稿日期:2017-12-27
修回日期:2018-11-12
网络出版日期:2019-03-25
版权声明:2019《地理学报》编辑部本文是开放获取期刊文献，在以下情况下可以自由使用：学术研究、学术交流、科研教学等，但不允许用于商业目的.
基金资助:

国家自然科学基金项目(41571100)

湖南省重点学科建设项目(2011001)

作者简介:
-->代稳(1982-), 男, 贵州六盘水人, 博士生, 副教授, 研究方向为水文生态与环境变化。E-mail: daiwen127822@126.com

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摘要
为揭示水系连通变异下荆南三口河系水文干旱演变特征,运用荆南三口河系五站1956-2016年的月径流量数据,采用游程理论识别该河系水文干旱特征变量,并运用Kolmogorow-Smirnov优度检验法选出干旱历时、干旱强度和峰值的概率分布函数,构建出水文干旱特征联合分布Copula函数,对水系连通变异下该河系水文干旱特征进行深入研究。结果表明：① 1989年为荆南三口河系（1956-2016年）水系连通变异分割点;② 该河系连通性变异前后水文干旱特征均发生显著变化,水文干旱事件发生的次数增多,干旱历时增长,干旱强度增大,峰值增高;③ 各站点的相同单变量重现期下二维联合重现期在水系连通变异前基本上均比水系连通变异后长,二维同现重现期在水系连通变异前均比水系连通变异后短;④ 水系连通变异后,该河系水文干旱历时、干旱强度和峰值呈现增加趋势,且在相同单变量重现期的情况下,干旱历时更长,干旱强度更大,峰值更高;⑤ 水系连通变异后水文干旱特征的变化幅度与变异前存在差异,不同河系其水文干旱特征的变化幅度不同。

关键词：水文干旱;干旱特征;Archimedean Copulas函数;水系连通变异;荆南三口河系
Abstract
Based on the monthly runoff data of five stations in three outlets of Jingjiang river from 1956 to 2016, hydrologic drought characteristic variables were identified by run length theory. The probability distribution functions of drought duration, drought intensity and peak value were selected by Kolmogorow-Smirnov's goodness test. A Copulas function was constructed to deeply study the river hydrologic drought characteristics after the river connectivity variation in this region. The results showed that: (1) The year 1989 was the break point of the river system connectivity in three outlets of Jingjiang river (1956-2016). (2) The hydrologic drought characteristics changed significantly before and after river system connectivity break point. The frequency, duration, intensity and peak value of hydrologic drought increased. (3) The two-dimensional joint recurrence periods under the same single variable recurrence period in the pre-variation era in each site were much longer than those in the post-variation era but the two-dimensional co-occurrences return periods of pre-variation were shorter than those of post-variation. (4) The hydrologic drought duration, drought intensity and peak value in river system of the three outlets in Jingjiang river showed an increasing trend after river system connectivity variation. Under the same single variable recurrence period, the drought duration was longer, the drought intensity was greater and the peak value was higher. (5) The magnitude of hydrologic drought characteristics was different before and after variation of river system connectivity, and the variation ranges of hydrologic drought characteristics were different in different river systems.

Keywords：hydrologic drought;drought characteristics;Archimedean Copulas function;river system connectivity variation;three outlets of Jingjiang river

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代稳, 吕殿青, 李景保, 王金凤, 赵增友. 水系连通变异下荆南三口河系水文干旱识别与特征分析[J]. 地理学报, 2019, 74(3): 557-571 https://doi.org/10.11821/dlxb201903012
DAI Wen, LU Dianqing, LI Jingbao, WANG Jinfeng, ZHAO Zengyou. Identification of hydrologic drought characteristics under water system connectivity variation in river system of three outlets of Jingjiang river[J]. Acta Geographica Sinica, 2019, 74(3): 557-571 https://doi.org/10.11821/dlxb201903012

1 引言

在全球气候变化和人类活动的双重影响下,降水特征及时空格局均发生改变,水循环过程受到明显影响。大气环流异常、降水季节时空分布不均或分配比例不均衡、某些区域降水稀少以及人类活动等因素均会导致干旱的形成。环境变化容易引起区域性干旱现象,尤其是极端干旱事件的发生,人们越来越重视干旱特征的分析研究。根据美国气象学会研究报告,将干旱分为4种类型,即气象干旱、水文干旱、农业干旱和社会经济干旱^[1]。水文干旱本身受气象干旱的直接影响,同时又直接影响着农业干旱和社会经济干旱,属于自然干旱发展的次生阶段^[2,3,4]。水文干旱主要是相对于河川径流和地下水平衡等水文过程而言的^[5],系指因气象干旱造成河川径流或地下水收支不平衡所引起的水分短缺现象。从供需水角度来看,水文干旱是指江河、湖泊等水体的可供水量不能满足用水需求的现象。水文干旱的影响因素众多且复杂、关联性大,是区域气象、水文、水资源等因素综合作用所致。可见,水文干旱在气象干旱、农业干旱及社会经济干旱方面起着重要的作用,故开展水文干旱研究不但可以丰富干旱理论知识体系,而且满足了人类农业生产实践、社会经济活动及生态文明建设对水资源的现实需求。
水文干旱事件的发生是随机事件,目前对其进行研究比较适合的数学方法就是频率分析。水文干旱事件的特征属性主要包括干旱历时、干旱强度（缺水量）、干旱峰值等特征,因而进行频率分析须运用多变量的方法,且应综合考虑多变量联合分布特征及各变量之间的相依性。由于Copula函数具有上述特点,近年来在多变量频率分析中得到广泛的应用^[6,7,8]。Archimedean Copulas函数不仅可以描述多个变量之间的相互关系,而且还可以描述所有变量两两之间的相互关系,而水文干旱特征就是通过干旱历时、干旱强度及干旱峰值两两变量之间的相互关系来表现,因此运用Archimedean Copulas函数分析水文干旱特征更有重要意义。由水文干旱的定义可知,水文干旱与地表径流息息相关,为此,研究者认为以径流量为干旱指标的水文干旱最能全面反映区域性的真实干旱情况,直接影响社会经济发展。
1951-2014年荆南三口河系平均断流天数呈逐期增加趋势,且变化趋势显著^[9]。三峡水库蓄水后年断流天数比蓄水前延长了至少22 d,2006年（枯水年）荆江三口5站有3站（沙道观、管家铺、康家岗）断流期超过了200 d以上,康家岗站甚至达到了336 d,断流了11个月之久^[10]。荆南三口河系断流隔断了河湖水系连通功能,进而导致河道水文干旱。鉴于此,基于Archimedean Copulas函数对荆南三口河系干旱历时、干旱强度及干旱峰值任意两变量之间相关关系进行数理统计分析,并以水系连通变异拐点为界,对变异前后各时间段的水文干旱特征进行比较,综合分析水系连通变异下水文干旱特征,为该地区供水的不确定性、河道生态需水研究,以及优化三峡水库调度方案、兴建河湖水系连通工程提供理论依据。

2 研究区域概况

荆江是指中国长江枝城（湖北省）至城陵矶（湖南省）段的别称,河流全长360 km,流域面积约为8489 km²。荆江以藕池口为界分为上荆江和下荆江。下荆江河道蜿蜒曲折,有“九曲回肠”之称。荆江以北是古云梦大泽范围,以南是洞庭湖,地势低洼。长江水经松滋、虎渡河（太平）、藕池、调弦四口分流由南抵至灃水洪道、安乡河、虎渡河、管垱河、下柴市河及注滋口河等河流,然后分别注入目平湖、南洞庭湖和东洞庭湖（图1）,调弦口于1958年冬封堵,现称荆南三口河系。荆南三口河系是沟通长江与洞庭湖的水流通道,由于江湖关系的剧烈演变,三口河系已成为典型的季节性河流。该流域属于亚热带季风气候区,多年平均气温16.8 ℃,多年平均降雨量1241.2~1265.6 mm,降雨量在年内、年际间分配不均匀,汛期4-9月降雨量为844.4 mm,占全年降水量的67.4%以上,多年平均蒸发量为1174.5~1251.0 mm。本文研究范围为荆南三口河系,包括松滋河东西支、虎渡河、藕池河东西支,并采集新江口、沙道观、弥陀寺、管家铺、康家岗等5个站点1956-2016年实测的月流量作为分析的基础数据。其中1956-2009年月流量来源于长江水利委员会,2010-2016年数据来源于湖南省水利厅与湖南省水情综合日报表。

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图1荆南三口河系主要水文站点分布
-->Fig. 1Distribution of major hydrologic stations in river system of three outlets in Jingjiang river
-->

3 研究方法

3.1 水系连通性评价

水系连通性系指水系之间相互连通的状况,主要由2个基本组成要素：① 要有能满足一定需求情况下保持持续流动的水体;② 要有能承载周而复始水流运动的过水通道。因此,在选择水系连通性评价方法或评价指标上,需要综合考虑上述两个重要基本要素,即通过判断满足一定需求状况下水流是否连续、过水通道是否保持通畅来评价水系连通性状况的好坏^[11]。可见,水系连通性体现在结构连通性和水力连通性两个不同的方面,结构连通性是水系连通性的基础,水力连通性是水系连通性的目标,结构连通性制约着水力连通性,改善水系连通性之前要充分考虑结构连通性是否达到一定的水平,在一般情况下是通过水利工程合理配置来实现水力连通性。影响水系结构连通性的因素包括河道的自然因素（流域面积、河道长度、过水能力等）和社会因素（河道级别、空间位置、功能定位等）。因此,水系连通性评价需要考虑河道自然和社会两重属性^{[12,13,14,15]}。
鉴于此,本文选用基于河流自然属性、社会属性的水系连通性评价法^[15],通过过水流量、径流系数等构建水系连通性函数,设河网中河段的长度为

l_{i}

,该河段的重要程度为

w_{i}

,过水能力为

c_{i}

,过水能力指数为

f_{i} (c_{i})

,河网中河段的平均宽度为

b_{i}

,则河网的水系连通度计算公式如下：

F = \frac{1}{Q} \overset{e}{\sum_{i = 1}} l_{i} w_{i} f_{i} (c_{i}) b_{i}

（1）

w_{i} = \frac{\overset{m}{\sum_{j = 1}} a_{j} k_{ij} \overset{n}{\sum_{l = 1}} a_{l} k_{il}}{\overset{e}{\sum_{i = 1}} (\overset{m}{\sum_{j = 1}} a_{j} k_{ij} \overset{n}{\sum_{l = 1}} a_{l} k_{il})}, \overset{m}{\sum_{j = 1}} a_{j} = 1, \overset{n}{\sum_{l = 1}} a_{l} = 1

（2）

f_{i} (c_{i}) = c_{i} / c_{0} \approx S_{i} / S_{0}

（3）
式中：F为水系连通度;Q为河网覆盖区域面积;e为河网中河段数;a_j、a_l分别为定性和定量因素的权重系数^[15];m为定量指标的个数;n为定性指标的个数;文中选取河道级别（定量因素）、引排水功能定位（定性因素）、河道空间位置（定性因素）3个因素反映河段的重要程度,其权重系数分别为0.4、0.4、0.3;k_ij为河网中河段定性因素的归一化值或标准化值;k_il为河网中河段定量因素的标准化值;S_i为河网中河段的平均断面面积;S₀为标准河段平均断面面积。各年河段长度数据来源于湖南省水利厅洞庭湖工程管理处提供的地形图、水系图或遥感图（1956-2016年）;河网中各河段河流面积、流域面积及定性、定量指标来源于2016年《洞庭湖四口河系防洪、水资源与水环境研究报告》,以及由湖南省水利水电勘测设计研究总院、中国水利水电科学研究院、长江水利委员会水文局、荆江水文水资源勘测局联合完成的研究报告,即《河道演变对三囗径流的影响与对策措施研究》。

3.2 水文干旱特征的识别

早在1967年Yevjevich^[16]就提出了应用游程理论方法来研究干旱特征,该方法具有识别一次独立的干旱事件和判定出干旱发生时间、结束时间的特点。水文干旱发生的条件是流量小于某一阈值（本文中以各月径流量25分位数）时,其中干旱从开始到结束所持续的时间被定为水文干旱历时,在干旱时期内径流的缺水总量被定义为水文干旱强度,在干旱时期内河流的最小流量,反映最大缺水量被定义为水文干旱峰值。为了消除在一个长历时的干旱过程中由于几个小的具有联系的干旱事件影响其一致性问题,Tallaksen等^[17]提出了水文干旱事件合并,即基于干旱间隔时间和超出流量阈值的方法来合并不独立的水文干旱事件。设有两个水文干旱事件

\{d_{i}, s_{i}, p_{i}\}

和

\{d_{i + 1}, s_{i + 1}, p_{i + 1}\}

,若该干旱事件同时满足下列2个条件,则两个干旱事件不独立,应合并为一个独立干旱事件。
条件1：

t_{i} \leq t_{c}

t_{i}

：干旱间隔时间,

t_{c}

：干旱间隔时间临界值;
条件2：

ρ_{i} \leq ρ_{c}

ρ_{i}

为间隔时间内超出径流量之和

r_{i}

与上一个干旱事件所缺径流量之比,

ρ_{c}

为

ρ_{i}

临界值,这是判断干旱事件融合的先决条件。则有：

\{\begin{array}{l} d_{p} = d_{i} + d_{i + 1} + t_{i} \\ s_{p} = s_{i} + s_{i + 1} - s_{i} \\ p_{p} = \max (p_{i}, p_{i + 1}) \end{array}

（4）
式中：d_p、s_p、p_p分别为合并为干旱事件后的干旱历时、强度和峰值;d_i、s_i、p_i分别为某一个干旱事件的干旱历时、强度和峰值;d_i₊₁、s_i₊₁、p_i₊₁分别为相邻干旱事件的干旱历时、强度和峰值,若合并后的干旱事件与下一个相邻干旱事件仍满足上述两个条件,则之前合并后的干旱事件继续与该相邻干旱事件合并,依次类推,直到不满足上述2个条件为止。基于已有研究结论^[17],并按照每年最后2个月与次年的1月、2月相比较来判断水文干旱事件是否独立,设

t_{c} = 4 m

0 \leq p_{c} \leq 0.5

。
在一个长历时径流过程中,存在着大量历时短、强度小且对水文干旱特征意义不大的干旱事件,这些事件往往会使干旱特征分析变得更加复杂,该干旱事件需要去除,去除干旱事件只需满足下列条件之一：

\{\begin{array}{l} r_{d} < r_{c}, r_{d} = d_{i} / \overset{?}{d} \\ r_{s} < r_{c}, r_{s} = s_{i} / \overset{?}{s} \end{array}

（5）
式中：d_i、s_i同上;

\overset{?}{d}

、

\overset{?}{s}

分别为长系列干旱历时的均值和干旱强度的均值;r_c为评判干旱历时短、强度小且对水文干旱特征意义不大的干旱事件的标准值,一般取0.3^[17,18]。

3.3 Archimedean Copulas函数

Copula函数^[19]是指在[0, 1]区间服从于均匀分布的联合分布函数。假定

F

为一个n维的分布函数,有n个观测样本

x_{1}, x_{2} ?, x_{n}

,设各变量的边缘分布函数为

F (x)

,对于任意的

x \in R^{n}

,其n维Copula分布函数C满足：

F (x_{1}, x_{2} ?, x_{n}) = P \{X_{1} \leq x_{1}, X_{2} \leq x_{2} ?, X_{n} \leq x_{n}\} = C [F_{1} (x_{1}), F_{2} (x_{2}) ?, F_{n} (x_{n})]

Copula函数主要有3种类型：Elliptic、Archimedean和Quadratic。Archimedean Copulas函数有二维Archimedean Copulas函数和三维Archimedean Copulas函数,后者约有10种函数,其常用的有Clayton、Gumbel-Hougaard (Gumbel)、Frank和Ali-Mikhail-Haq(AMH) Copula,其联合分布函数如下：
（1）Clayton Copula：

C (u_{1}, u_{2}, u_{3}) = (u_{1}^{- θ} + u_{2}^{- θ} + u_{3}^{- θ} {- 2)}^{- 1 / θ}, θ \in (0, \infty)

（6）
（2）Gumbel-Hougaard Copula：

C (u_{1}, u_{2}, u_{3}) = \exp \{[(- \ln u_{1})^{θ} + (- \ln u_{2})^{θ} + (- \ln u_{3})^{θ} {)]}^{\frac{1}{θ}}\}, θ \in [1, \infty)

（7）
（3）Frank Copula：

C (u_{1}, u_{2}, u_{3}) = - \frac{1}{θ} \ln \{1 + \frac{[\exp (- θ u_{1}) - 1] [\exp (- θ u_{2}) - 1] [\exp (- θ u_{3}) - 1]}{[\exp {(- θ) - 1]}^{2}}\}, θ \in R

（8）
（4）Ali-Mikhail-Haq Copula：

C (u_{1}, u_{2}, u_{3}) = u_{1} u_{2} u_{3} / [1 - θ (1 - u_{1}) (1 - u_{2}) (1 - u_{3})], θ \in [- 1,1)

（9）
式中：

C (u_{1}, u_{2}, u_{3})

为三维Archimedean Copulas函数;u₁、u₂、u₃为3种边缘分布函数;θ为Copula函数的参数。对于三维Archimedean Copulas函数,θ参数的估计方法可以选用极大似然法和适线法。

3.4 干旱特征变量联合分布函数的构建及拟合优度检验

假定X₁、X₂、X₃分别为干旱事件中具有一定相关性的变量序列,u、v、w分别为干旱历时、强度及峰值的边缘分布函数,其事件

(x_{1}, x_{2}, x_{3})

的联合概率分布函数的通用表达式为：

F (x_{1}, x_{2}, x_{3}) = C [F x_{1} (x_{1}), F x_{2} (x_{2}), F x_{3} (x_{3})] = C (u, v, w)

（10）
就干旱特征分析而言,水文干旱特征的三维联合分布函数为：

F^{/} (d, s, p) = P (D \geq d, S \geq s, P \geq p) = 1 - u - v - w + C (u, v) + C (u, w) + C (v, w) - C (u, v, w)

（11）
若给定条件

P \leq p

时,D、S条件概率分布函数可为：

F_{d, s | p} (d, s, p) = P (D \geq d, S \geq s | D \leq d) = C (u, v, w) / w

（12）
若给定条件

S \leq s, P \leq p

时,D、S条件概率分布函数可为：

F_{d | s, p} (d, s, p) = P (D \geq d | S \leq s, D \leq d) = C (u, v, w) / C (v, w)

（13）
同理,也可以得到其他条件下的条件概率分布函数,上述各式的变量参数意义同前。
拟合优度检验是评价联合分布函数选择其分布线型的一个重要标准。综合研究成果,选择均方根误差（RMSE）、赤池信息准则（AIC）和偏差（BIAS）来评价Copula函数拟合优度的有效性,RMSE、AIC和BIAS值越小,则Copula函数的拟合程度越优,反之,拟合程度越劣。

3.5 干旱事件重现期的确定

依前述假定,u、v、w分别为水文干旱历时d、水文干旱强度s及水文干旱峰值p的边缘分布函数,结合重现期原理可知,干旱历时d、强度s及峰值p不小于某特定值的重现期计算公式为：

\{\begin{array}{l} T_{D} = N / [n (1 - u)] \\ T_{S} = N / [n (1 - v)] \\ T_{P} = N / [n (1 - w)] \end{array}

（14）
式中：T_D、T_S、T_P分别为干旱历时、强度和峰值的重现期;N为干旱事件的系列长度;n为N时段内干旱事件发生的次数。
就联合分布函数来说,干旱事件重现期包括二维干旱变量组合重现期和三维干旱变量组合重现期,每种组合重现期又由联合、同现2种重现期组成,以干旱历时d、干旱强度s二维变量联合分布为例,DS联合重现期T_o和同现重现期T_a的计算公式为：

\{\begin{array}{l} T_{o} = \frac{N}{nP (D \geq d ? S \geq s)} = \frac{N}{n [1 - C (u, v)]} \\ T_{a} = \frac{N}{nP (D \geq d ? S \geq s)} = \frac{N}{n [1 - u - v + C (u, v)]} \end{array}

（15）
干旱历时、干旱强度和峰值三维干旱变量联合重现期T_o与同现重现期T_a的计算公式为：

\{\begin{array}{l} T_{o} = \frac{N}{nP (D \geq d ? S \geq s ? P \geq p)} = \frac{N}{n [1 - C (u, v, w)]} \\ T_{a} = \frac{N}{nP (D \geq d ? S \geq s ? P \geq p)} = \frac{N}{n [1 - u - v - w + C (u, v) + C (u, w) + C (v, w) - C (u, v, w)]} \end{array}

（16）

4 结果分析

4.1 水系连通变异分割点的确定

长江荆南三口河系主要由松滋河西支、松滋河中支、松滋河东支、虎渡河、藕池河西支、藕池河中支、藕池河东支、华容河、沱江等大小河流组成。为判断水系连通度在历年变化过程中的突变年份,首先根据该水系结构特征和各河道的自然属性,划分河道等级;再根据各河道的社会属性,计算得到各河道的重要程度,并获得1956-2016年荆南三口水系连通度。从图2可知,径流变化过程与水系连通度变化过程有较好的关系,只是水系连通度变化是一个缓慢的过程。该河系水系连通度在0.0182~0.0145之间波动,总的变化趋势是先缓慢增大后缓慢减小,其中1989年为水系连通度的最小值,表明荆南三口水系连通度在1989年前后发生了突变。运用M-K检验法对1956-2016年水系连通度计算值进行统计分析,根据UF、UB值在1989年相等且达到0.05的显著性水平,说明1989年是该河系连通度变异的分割点（突变年份）。为便于通过对比分析水文干旱历时、干旱强度、峰值的变化,来识别水文干旱和分析其演变特征。将荆南三口河系1956-2016年水系连通度变化过程分割为两个子系列：1956-1989年（水系连通度变异前）和1990-2016年（水系连通度变异后）。

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图21956-2016年荆南三口河系连通度与年平均径流量变化趋势
-->Fig. 2Trend of river connectivity and annual mean runoff of three outlets in Jingjiang river from 1956 to 2016
-->

4.2 水系连通变异前后的水文干旱识别及其演变特征

基于前述的发生水文干旱的基本条件即流量小于某一阈值（各月径流量25分位数）,分别统计水系连通变异时间节点前后荆南三口河系水文干旱发生的次数,经分析表明,水系连通变异前（1956-1989年）该河系水文干旱现象年均发生次数在0.71~1.21次之间波动,其中年均发生次数最多的是藕池河康家岗站,其次为管家铺,最少的是松滋河新江口站。水系连通发生变异后（1990-2016年）水文干旱现象年均发生次数增加到1.22~2.7次,其中次数最多为弥陀寺站,其次是管家铺,最少为康家岗站。由此表明,水系连通变异后该河系水文干旱次数呈显著增加状态。这是由于水系连通变异后三口河系径流量减少,河网水力连通状况变差,水流畅通能力减弱,月流量低于25分位数的间断次数增加所致。与此同时,水系连通变异后三口河系水文干旱连续发生次数增多,其主要原因是河道断流时间延长。例如,虎渡河弥陀寺站持续断流天数由1956-1989年的118 d增至1990-2016年的185 d,同期水文干旱发生次数由26次上升至54次,上升率为水系连通变异前的2.07倍。由此认为,优化荆南三口水系结构,实施河湖水系连通工程,提高水流连通能力,从根本上降低水文干旱事件发生的次数,维护河流生态系统健康显得日愈紧廹和重要。
运用公式（4）和（5）计算得到荆南三口河系水文干旱特征变量（表1）,通过分析水文干旱历时、干旱强度、峰值等特征变量可知,水系连通变异后该河系水文干旱历时最大值均呈增长趋势即松滋河新江口由7个月增至9个月（1997年8月至次年4月共9个月径流量小于所对应月份25分位数的径流量）,沙道观由9个月增至13个月;虎渡河弥陀寺由9个月增至11个月;藕池河康家岗由13个月增至19个月,管家铺由8个月增至13个月。该河系水文干旱历时平均值较水系连通变异前增加了1个月,其中沙道观、弥陀寺、管家铺水文干旱历时平均值由3个月增长至4个月,康家岗由6个月增长至7个月。从水文干旱强度来看,水系连通变异后水文干旱强度的最大值、平均值、中位数均比变异前有所增加,新江口、沙道观、弥陀寺、康家岗、管家铺5站水文干旱强度的最大值分别增加了1157.94亿m³、457.16亿m³、656.24亿m³、83.69亿m³、696.87亿m³;平均值依次增加了104.53亿m³、57.58亿m³、80.75亿m³、18.15亿m³、105.91亿m³;中位值分别增加了32.19亿m³、14.08亿m³、28.40亿m³、2.56亿m³、16.20亿m³。以水文干旱峰值而言,水系连通变异后水文干旱峰值的变化趋势与水文干旱强度类似,即最大值、平均值、中位数均比水系连通变异前有所增加。再通过分析干旱历时、干旱强度和峰值的平均值和中位数平均值可以发现,干旱历时的平均值增加1个月,说明水文干旱时间较水系连通变异前长;干旱强度和峰值平均值的增加则说明了干旱时期内河道的缺水总量和最大缺水量增加;总体而言,水文干旱强度和峰值的中位数、平均值有所增加,例如松滋口西支新江口变异前干旱强度中位数为15.76亿m³、平均值为53.06亿m³,变异后中位数、平均值分别增至47.95亿 m³、157.59亿m³,变异后的中位数与变异前的平均数只相差5.11亿m³,意味着水系连通变异后水文干旱强度较大。在水系连通变异后新江口有一半水文干旱事件中的水文干旱强度均不小于47.95亿m³,说明干旱时期内松滋河西支河道的缺水总量大于47.95亿m³,其主要原因是2003年三峡水库运行后分长江水量有所减少。因此,水文干旱事件有所增多,缺水量有所增大。
Tab. 1
表1
表1荆南三口河系水文干旱特征变量计算结果
Tab. 1Statistics of the hydrologic drought characteristic variables in river system of three outlets in Jingjiang river

水文站点	统计特征	1956-1989年				1990-2016年
水文站点	统计特征	干旱历时 (月)	干旱强度 (亿m³)	峰值 (亿m³/月)		干旱历时 (月)	干旱强度 (亿m³)	峰值 (亿m³/月)
新江口	最大值	7	186.06	164.30		9	1344.00	407.76
	最小值	1	0.04	0.04		1	0.22	0.18
	平均值	2	53.06	44.31		2	157.59	85.72
	中位数	1	15.76	14.66		2	47.95	40.84
沙道观	最大值	9	105.86	79.79		13	563.02	171.98
	最小值	1	0.39	0.10		1		0.10	0.10
	平均值	3	20.72	18.08		4		78.30	43.93
	中位数	3	0.99	0.79		4		15.07	14.53
弥陀寺	最大值	9	136.55	80.42	11	792.79	259.73
	最小值	1	0.30	0.30	1		0.30	0.25
	平均值	3	26.87	18.08	4		107.62	55.40
	中位数	3	1.24	0.35	3		29.64	29.64
康家岗	最大值	13	24.22	12.55	19	107.91	55.41
	最小值	1	0.07	0.07	1		0.21	0.21
	平均值	6	3.02	1.97	7		21.17	11.25
	中位数	6	0.46	0.07	7		3.02	1.66
管家铺	最大值	8	281.18	211.00	13	978.05	343.88
	最小值	1	0.32	0.32	1		0.05	0.05
	平均值	3	38.11	28.88	4		144.02	75.94
	中位数	3	1.30	0.32	3		17.50	17.50

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上述分析表明,水系连通性变异后荆南三囗河系水文干旱事件发生的次数增多,干旱历时增长,干旱强度增大,峰值增高。这意味着河网水力连通性^[20]变异对触发该河系水文干旱事件产生了不同程度的影响。

4.3 基于边缘分布函数、Copula函数和联合分布函数的水文干旱特征检验

在4.2节分析荆南三口河系水系连通变异前后水文干旱次数及水文干旱特征演变规律基础上,采用线性矩法对分布函数分别进行广义极值分布、指数分布、皮尔逊Ⅲ（P-Ⅲ)型、对数正态分布进行估计,并对其拟合结果进行Kolmogorow-Smirnov优度检验。其结果表明,指数分布函数、P-Ⅲ型分布函数的拟合效果比广义极值分布、对数正态分布要好;指数分布函数的K-S统计值D小于P-Ⅲ型分布函数的K-S统计值D,故本文选取指数分布函数进行拟合。设定指数分布函数的一般式为

y = y_{0} + A \times \exp (R_{0} \times x)

,各干旱特征变量的参数采用极大似然法进行估计,并对其拟合结果进行K-S优度检验。从表2中可看出,该河系指数曲线拟合的相关系数均大于0.98,表明在99%的置信区间内指数分布函数对干旱历时、干旱强度以及峰值的拟合良好（p > 0.01）。由此可以认为,荆南三口河系干旱特征变量边缘分布函数均可用指数分布函数来拟合。
Tab. 2
表2
表2荆南三口河系水文干旱特征变量参数估计值及K-S检验p值
Tab. 2Estimated values of hydrologic drought characteristics parametres and their K-S test p-value in river system of three outlets in Jingjiang river

水文站点	参数	y₀	A	R₀	R²	p值
新江口	干旱历时	0.9967	-2.81	-1.04	0.9995	0.029
	干旱强度	0.9988	-0.68	-0.002	0.9947	0.012
	峰值	1.0097	-0.69	-0.003	0.9955	0.011
沙道观	干旱历时	0.992	-2.49	-0.91	0.9964	0.033
	干旱强度	1.011	-0.79	-0.003	0.9973	0.025
	峰值	1.7861	-1.49	-0.001	0.9899	0.054
弥陀寺	干旱历时	0.9894	-2.6	-0.97	0.9996	0.032
	干旱强度	0.9881	0.77	-0.003	0.9891	0.015
	峰值	1.0494	-0.83	-0.003	0.9922	0.033
康家岗	干旱历时	1.009	-3.18	-1.15	0.9997	0.026
	干旱强度	1.0209	-1.2	-0.005	0.9823	0.193
	峰值	1.0386	-1.35	-0.06	0.9837	0.087
管家铺	干旱历时	1.008	-2.59	-0.94	0.9983	0.029
	干旱强度	1.0105	-0.88	-0.002	0.9964	0.080
	峰值	1.1264	-0.96	-0.002	0.9880	0.011

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对于三维Archimedean Copulas函数而言,采用适线法对其参数估计的效果比极大似然法更加优越^[21]。根据适线法计算得到Copula函数的参数θ值以及拟合优度RMSE、AIC、Bias的评价指标值（表3）可知,Copula函数拟合程度最优的为Clayton Copula。于是本文选用Clayton Copula函数对该河系基于水文干旱历时、干旱强度和峰值的特征变量进行联合分布计算。
Tab. 3
表3
表3Copula函数参数及拟合优度评价指标值
Tab. 3Copula function parameters and values of goodness of fit evaluation index

水文站点	函数类型	参数θ	RMSE	AIC	Bias
新江口	ClaytonCopula	4.7530	0.1495	-103.6713	62.8178
	Gumbel-HougaardCopula	0.1840	0.1504	-103.3249	63.2674
	FrankCopula	8.3250	0.1562	-101.1413	65.7073
	Ali-Mikhail-HaqCopula	361.9520	0.1576	-100.6264	66.2962
沙道观	ClaytonCopula	3.000	0.0425	-176.2557	17.8781
	Gumbel-HougaardCopula	0.1610	0.0439	-174.3854	18.4670
	FrankCopula	5.4890	0.0434	-175.0464	18.2567
	Ali-Mikhail-HaqCopula	999.9990	0.0948	-129.9588	39.8787
弥陀寺	ClaytonCopula	2.245	0.0159	-232.9932	6.6885
	Gumbel-HougaardCopula	0.1850	0.0161	-232.2718	6.7726
	FrankCopula	3.7490	0.0172	-228.4579	7.2354
	Ali-Mikhail-HaqCopula	53.2650	0.1301	-111.6923	54.7280
康家岗	ClaytonCopula	1.9013	0.0249	-207.1084	10.4745
	Gumbel-HougaardCopula	0.2020	0.0308	-194.8370	12.9564
	FrankCopula	3.7050	0.0324	-191.9145	13.6294
	Ali-Mikhail-HaqCopula	999.9990	0.0434	-175.0464	18.2567
管家铺	ClaytonCopula	1.3080	0.0180	-225.8344	7.5719
	Gumbel-HougaardCopula	0.1620	0.0196	-220.9201	8.2450
	FrankCopula	1.9320	0.0185	-224.2532	7.7822
	Ali-Mikhail-HaqCopula	419.3740	0.1351	-109.5160	56.8313

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4.4 基于Copula水文干旱历时、干旱强度和峰值联合频率的演变特征

在预定的2 a、5 a和10 a一遇的单变量重现期的前提下,根据联合重现期和同现重现期的计算公式（15）、（16）,可以计算出水系连通变异下该河系水文干旱历时与干旱强度（ds）、干旱历时与峰值（dp）、干旱强度与峰值（sp）二维以及干旱历时、干旱强度与峰值三维的联合重现期和同现重现期（表4）。由表4可知,新江口、沙道观、弥陀寺、康家岗、管家铺相同单变量重现期的二维联合重现期和同现重现期基本一致,即便是不同单变量重现期的二维联合重现期和同现重现期变化趋势也基本一致,例如当2 a一遇水文干旱发生时,新江口干旱历时与干旱强度（ds）、干旱历时与峰值（dp）、干旱强度与峰值（sp）联合重现期为1.34 a、同现重现期为3.95 a;新江口当5 a一遇水文干旱发生时,其干旱历时与干旱强度的联合重现期为2.89 a,那么干旱历时与峰值、干旱强度与峰值的联合重现期也约为2.89 a。也就是说,各河流的水文干旱历时与干旱强度（ds）、干旱历时与峰值（dp）、干旱强度与峰值（sp）之间的相关性相差不大,同时,水文干旱特征变量参数两两组合的二维联合重现期和同现重现期相似,这说明在该河系任一河流发生水文干旱事件的概率相同,其干旱历时、干旱强度和峰值具有一致性。
Tab. 4
表4
表4水系连通变异后各站点相同单变量重现期下二维和三维的联合重现期和同现重现期
Tab. 4Two- and three-dimensional joint return period and co-occurrences return period under the same univariate recurrence period for each hydrologic station after river system connectivity variation

水文站点	时间系列	单变量重现期(a)	联合重现期T_o(a)					同现重现期T_a(a)
水文站点	时间系列	单变量重现期(a)	ds	dp	sp	dsp		ds	dp	sp	dsp
新江口	1956-1989	2	1.34	1.34	1.34	1.10		3.95	3.95	3.96	6.04
		5	2.89	2.89	2.88	2.17		18.80	18.80	18.77	47.06
		10	5.40	5.40	5.40	3.86		66.81	66.81	66.99	275.14
	1990-2016	2	1.19	1.19	1.19	0.91		6.27	6.27	6.26	13.55
		5	2.71	2.71	2.70	1.94		33.15		33.15	33.07	134.92
		10	5.21	5.21	5.21	3.61		124.06		124.06	124.11	898.99
沙道观	1956-1989	2	1.45	1.45	1.45	1.26		3.20	3.20	3.20	4.28
		5	3.01	3.01	3.02	2.34		14.49	14.49		14.54	30.24
		10	5.54	5.54	5.55	4.05	50.80	50.80		50.82	169.15
	1990-2016	2	1.23	3.61	3.58	1.50	5.35		5.17	5.16	8.53
		5	2.74	2.74	2.75	1.99	27.71	27.71		27.80	99.84
		10	5.25	5.25	5.25	3.67	103.55	103.56		103.78	658.33
弥陀寺	1956-1989	2	1.35	1.35	1.35	1.12	3.85	3.85	3.86	5.96
		5	2.88	2.88	2.88	2.16	19.05	19.05		19.07	50.67
		10	5.39	5.39	5.39	3.85	69.51	69.51		69.42	313.55
	1990-2016	2	1.17	1.17	1.17	0.89	6.80		6.80	6.80	16.44
		5	2.68	2.68	2.68	1.90	37.46	37.46		37.40	180.87
		10	5.19	5.19	5.18	3.58	142.94	142.94		142.73	1264.12
康家岗	1956-1989	2	1.50	1.50	1.50	1.32	2.99	2.99	2.99	3.87
		5	3.05	3.05	3.05	2.39	13.86	13.86		13.89	28.71
		10	5.57	5.57	5.57	4.08	49.08	49.09		49.11	164.94
	1990-2016	2	1.30	1.30	1.30	1.06	4.36		4.36	4.36	7.46
		5	2.82	2.82	2.81	2.08	22.49	22.48		22.40	69.71
		10	5.24	5.24	5.26	3.67	101.39	101.40		101.95	696.56
管家铺	1956-1989	2	1.29	1.29	1.29	1.05	4.45	4.45	4.44	7.91
		5	2.80	2.80	2.80	2.06	23.63	23.63		23.53	79.52
		10	5.30	5.30	5.30	3.73	88.50	88.50		88.49	531.82
	1990-2016	2	1.15	1.15	1.15	0.86	7.80		7.80	7.81	22.25
		5	2.65	2.65	2.65	1.87	44.70	44.71		44.55	270.38
		10	5.15	5.15	5.15	3.53	172.38	172.38		172.56	1960.93

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三口河系的相同单变量重现期下二维联合重现期在水系连通变异前基本上均比水系连通变异后长,二维同现重现期在水系连通变异前均比水系连通变异后短,这说明水系连通变异前（1956-1989年）,水文干旱历时、干旱强度、峰值三个水文干旱特征变量发生任何一种的概率要比变异后（1990-2016年）小,而水文干旱历时、干旱强度、峰值3个水文干旱特征变量两两同时发生的概率要比变异后（1990-2016年）大,即水系连通变异前,新江口、沙道观、弥陀寺、康家岗、管家铺干旱历时与干旱强度（ds）、干旱历时与峰值（dp）、干旱强度与峰值（sp）只发生水文干旱特征变量一种的概率低于变异后,而同时发生的概率高于变异后,例如1956-1989年新江口2 a一遇的干旱历时或干旱强度发生的联合重现期为1.34 a,1990-2016年为1.19 a,而1956-1989年新江口2 a一遇的干旱历时和干旱强度同时发生的同现重现期为3.95 a,1990-2016年却为6.27 a。这意味着水系连通变异后,即水力连通能力减弱后,长江荆南三口河系一旦发生水文干旱事件,则更容易发生水文干旱特征变量中的一种。
从各河流的三维联合重现期和同现重现期可知,水系连通变异后,水文干旱历时、干旱强度和峰值发生任何一种的概率高于发生任意两者的概率,也高于二维联合重现概率和二维同现重新概率,更高于3种同时发生的同现概率,也就是说,水系连通变异造成发生水文干旱的概率增加,即联合重现期降低,例如新江口单变量重现期为2 a,水系连通变异后三维联合重现期仅0.91 a,而同现重现期为13.55 a。由此认为,水力连通性变弱会使干旱历时、干旱强度和峰值发生任何一种的概率增高。荆江三口地区为大陆性亚热带季风湿润气候,水资源丰富,一般不会出现干旱现象,但是由于人类活动,特别是水利工程对长江流域径流量变化的影响较大^[22],使得该河系出现水文干旱的可能性增大。
不同的单变量重现期与水文干旱历时、干旱强度和峰值之间存在着密切的关系。通过分析水系连通变异下该河系不同的单变量重现期2 a、5 a和10 a所对应的干旱历时、干旱强度和峰值如表5所示。单变量重现期越长,其水文干旱特征指数越大,干旱历时增长,干旱强度增大,峰值增高,无论是水系连通变异前还是变异后,均呈现此变化规律。由此表明,干旱历时、干旱强度和峰值的大小均受单变量重现期的控制。水系连通变异后,新江口、沙道观、弥陀寺、康家岗、管家铺5站点的干旱历时、干旱强度和峰值都比1956-1989年呈现不同程度的增加,即在相同单变量重现期的情况下,干旱历时时长更长,干旱强度更大,峰值更高。以单变量重现期2 a为例,新江口1990-2016年干旱历时3.53个月,比1956-1989年的2.85个月约增加20 d,干旱强度比1956-1989年增加了343.27亿m³,峰值比1956-1989年620.57×10⁸ m³/月。随着单变量重现期的增加,水系连通变异后水文干旱特征的变化幅度与变异前存在一定的差异,例如,新江口单变量重现期（2 a）的水系连通变异前后干旱历时增加值比单变量重现期（10 a）多了至少3 d,单变量重现期为2 a的水系连通变异前后干旱强度增加值比单变量重现期为10 a的多16.98亿m³,峰值少157.03亿m³/月。
Tab. 5
表5
表5水系连通变异下各站点不同重现期所对应的水文干旱特征变量参数
Tab. 5Hydrologic drought varialables at different recurrence periods at each hydrologic station after river system connectivity variation

水文站点	时间系列	单变量重现期(a)	干旱历时(月)	干旱强度(亿m³)	峰值(亿m³/月)
新江口	1956-1989	2	2.85	767.10	1477.01
		5	3.77	1231.42	2305.05
		10	4.49	1588.46	2866.35
	1990-2016	2	3.53	1110.37	2097.58
		5	4.48	1580.86	2855.34
		10	5.27	1948.71	3329.89
沙道观	1956-1989	2	2.40	323.71	327.17
		5	3.45	611.25	502.63
		10	4.30	814.45	568.70
	1990-2016	2	3.32	574.88	786.62
		5	4.43	843.37	575.49
		10	5.41	1020.72	606.96
弥陀寺	1956-1989	2	2.47	396.34	343.94
		5	3.49	728.17	574.85
		10	4.34	1008.45	709.86
	1990-2016	2	3.33	675.29	542.87
		5	4.45	1045.17	723.30
		10	5.54	1422.62	814.51
康家岗	1956-1989	2	1.77	207.29	18.60
		5	2.54	376.33	31.83
		10	3.10	493.31	40.45
	1990-2016	2	2.27	317.03	27.27
		5	3.02	476.29	39.23
		10	3.54	580.39	46.41
管家铺	1956-1989	2	2.41	586.99	453.04
		5	3.34	1016.99	712.22
		10	4.00	1319.92	840.59
	1990-2016	2	3.12	918.04	660.47
		5	4.01	1322.99	841.67
		10	4.61	1591.83	920.34

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5 结论与讨论

（1）荆南三口河系水文干旱历时、干旱强度以及峰值的概率分布均可以用指数分布函数进行拟合,其干旱历时、干旱强度和峰值Copula函数选用拟合程度最优的Clayton Copula函数。基于水系连通度的突变年份（1989年）,将该河系连通度变化过程（1956-2016年）分割为两个子系列：1956-1989年为水系连通变异前、1990-2016年为水系连通变异后。
（2）水系连通变异后荆南三口河系水文干旱连续发生次数增多,水文干旱特征出现不同程度的变化,干旱历时的最大值、平均值均呈增长趋势,干旱强度和峰值的最大值、平均值和中位数也呈上升趋势,干旱历时增长,干旱强度增大,峰值增高。
（3）各河流相同单变量重现期的二维联合重现期和同现重现期基本一致,不同单变量重现期的二维联合重现期和同现重现期变化也基本一致,各站点的相同单变量重现期下二维联合重现期在水系连通变异前基本上均比水系连通变异后长,二维同现重现期在水系连通变异前均比水系连通变异后短。水系连通变异前,新江口、沙道观、弥陀寺、康家岗、管家铺水文干旱历时与干旱强度、干旱历时与峰值、干旱强度与峰值只发生水文干旱特征一种的概率低于变异后,而同时发生的概率高于变异后。
（4）水系连通变异后,新江口、沙道观、弥陀寺、康家岗、管家铺5站点的水文干旱历时、干旱强度和峰值都比1956-1989年呈不同程度的增加,在相同单变量重现期的情况下,干旱历时时长更长,干旱强度更大,峰值更高。
（5）水系连通变异后水文干旱特征的变化幅度与变异前存在差异,新江口单变量重现期（2 a）的水系连通变异前后水文干旱历时增加值比单变量重现期（10 a）多了3 d,单变量重现期（2 a）的水系连通变异前后干旱历时增加值比单变量重现期（10 a）多16.98亿m³,峰值少157.03亿 m³/月。
（6）水系连通变异前后水文干旱特征的变化主要体现在水力连通程度的差异,因此在不影响现有三口水系及江湖关系格局的前提下,可以采取如下措施减少水文干旱事件发生的频次：① 结合疏浚河道、全面封堵交叉串河、“堵”支并流、“塞”支强干等工程措施优化水系结构;② 水闸改建、开闸引水、开挖新河调水等工程措施,提高各河流的蓄水能力;③ 结合疏挖枯水深槽,因势利导兴修藕池河中西支平原水库、虎渡河下游平原水库,与此同时,优化三峡水库调度方案,加大水库汛末蓄水期的下泄水量,从整体上增加三口河道的径流量,缩短河流断时间。通过这些措施沟通河流、湖泊、湿地等水体及其交换关系,形成引排顺畅、蓄泄协调、丰枯调剂、多源互补、可调可控的河湖水系格局,最大限度地增强水力连通程度,进而减少水文干旱事件的发生频次、历时和强度。
The authors have declared that no competing interests exist.

参考文献原文顺序
文献年度倒序
文中引用次数倒序
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[1]	Heim J, Richard R.A review of twentieth-century drought indices used in the United States . Bulletin of the American Meteorological Society, 2002, 83(8): 1149-1165.https://doi.org/10.1175/1520-0477(2002)083<1149:arotdi>2.3.co;2 URL [本文引用: 1]摘要 Drought is a recurring phenomena that has plagued civilization throughout history. It affects natural habitats, ecosystems, and many economic and social sectors, from the foundation of civilization--agriculture--to transportation, urban water supply,%and the modern complex industries. The wide variety of sectors affected by drought, its diverse geographical and temporal distribution, and the demand placed on water supply by human-use systems make it difficult to develop a single definition of drought. The American Meteorological Society (1997) groups drought definitions and types into four categories: meteorological or climatological, agricultural, hydrological, and socioeconomic. A prolonged (e.g., of several months or years duration) meteorological drought--the atmospheric conditions resulting in the absence or reduction of precipitation--can develop quickly and end abruptly (in some cases, the transition can occur almost literally overnight). Short-term (i.e., a few weeks duration)dryness inthe surface layers (root zone), which occurs at a critical time during the growing season, can result in an agricultural drought that severely reduces crop yields, even though deeper soil levels may be saturated. Hot temperatures, low relative humidity,and desiccating winds often add to the impact of the lack of rainfall (Condra 1944). The onset of an agricultural drought may lag that of a meteorological drought, depending on the prior moisture status of the surface soil layers.
[2]	Van Loon A F, Laaha G. Hydrological drought severity explained by climate and catchment characteristics . Journal of Hydrology, 2015, 526(7): 3-14.https://doi.org/10.1016/j.jhydrol.2014.10.059 URL [本文引用: 1]摘要 Impacts of a drought are generally dependent on the severity of the hydrological drought event, which can be expressed by streamflow drought duration or deficit volume. For prediction and the selection of drought sensitive regions, it is crucial to know how streamflow drought severity relates to climate and catchment characteristics. In this study we investigated controls on drought severity based on a comprehensive Austrian dataset consisting of 44 catchments with long time series of hydrometeorological data (on average around 50year) and information on a large number of physiographic catchment characteristics. Drought analysis was performed with the variable threshold level method and various statistical tools were applied, i.e. bivariate correlation analysis, heatmaps, linear models based on multiple regression, varying slope models, and automatic stepwise regression. Results indicate that streamflow drought duration is primarily controlled by storage, quantified by the Base Flow Index or by a combination of catchment characteristics related to catchment storage and release, e.g. geology and land use. Additionally, the duration of dry spells in precipitation is important for streamflow drought duration. Hydrological drought deficit, however, is governed by average catchment wetness (represented by mean annual precipitation) and elevation (reflecting seasonal storage in the snow pack and glaciers). Our conclusion is that both drought duration and deficit are governed by a combination of climate and catchment control, but not in a similar way. Besides meteorological forcing, storage is important; storage in soils, aquifers, lakes, etc. influences drought duration and seasonal storage in snow and glaciers influences drought deficit. Consequently, the spatial variation of hydrological drought severity is highly dependent on terrestrial hydrological processes.
[3]	Wu J, Chen X, Yao H, et al.Non-linear relationship of hydrological drought responding to meteorological drought and impact of a large reservoir . Journal of Hydrology, 2017, 551(8): 495-507.https://doi.org/10.1016/j.jhydrol.2017.06.029 URL [本文引用: 1]摘要 The paper presents impact of meteorological drought on hydrological drought on the Vistula River in Toru艅 in the period of 1971-2015. It uses index method for the assessment of hydrological drought threat degree as a result of multi-month lasting meteorological drought. Based on the values of the SPI-24 (24-month standardized precipitation index) it was determined that meteorological drought... [Show full abstract]
[4]	Dong Qianjin, Xie Ping.Research progress on hydrological drought . Hydrology, 2014, 34(4): 1-7. [本文引用: 1] [董前进, 谢平. 水文干旱研究进展 . 水文, 2014, 34(4): 1-7.] [本文引用: 1]
[5]	Li Yungang, He Jiaonan, Li Xue.Hydrological and meteorological droughts in the Red River Basin of Yunnan Province based on SPEI and SDI indices . Progress in Geography, 2016, 35(6): 758-767.https://doi.org/10.18306/dlkxjz.2016.06.009 URL [本文引用: 1]摘要本文基于红河流域43个气象站1961-2012年逐月降水、气温数据以及干支流2个水文站1956-2013年逐月流量数据,采用标准化降水蒸散指数（SPEI）和径流干旱指数（SDI）分析流域气象水文干旱的演变特征,并探讨水文干旱对气象干旱的响应。结果表明：（1）1961-2012年期间,流域总体上表现出干旱化的趋势,季节变化上春季有变湿的趋势,而夏、秋、冬三季有变干的趋势,但趋势并不显著。干旱频率季节空间分布差异较大,春旱和冬旱发生频率较高。从干旱范围来看,春旱范围呈缩小的趋势,夏旱、秋旱和冬旱范围表现出不同程度的增大趋势;（2）1956-2013年期间,流域水文干旱表现出加剧的趋势,其中1958-1963、1975-1982、1987-1993、2003-2006和2009-2013年为水文干旱多发期,近10年来频率明显增加;（3）流域水文干旱滞后于气象干旱1～8个月,气象和水文干旱事件的干旱历时、严重程度和强度之间具有紧密的相关性,流域气象干旱是水文干旱的主要驱动力。 [李运刚, 何娇楠, 李雪. 基于SPEI和SDI指数的云南红河流域气象水文干旱演变分析 . 地理科学进展, 2016, 35(6): 758-767.]https://doi.org/10.18306/dlkxjz.2016.06.009 URL [本文引用: 1]摘要本文基于红河流域43个气象站1961-2012年逐月降水、气温数据以及干支流2个水文站1956-2013年逐月流量数据,采用标准化降水蒸散指数（SPEI）和径流干旱指数（SDI）分析流域气象水文干旱的演变特征,并探讨水文干旱对气象干旱的响应。结果表明：（1）1961-2012年期间,流域总体上表现出干旱化的趋势,季节变化上春季有变湿的趋势,而夏、秋、冬三季有变干的趋势,但趋势并不显著。干旱频率季节空间分布差异较大,春旱和冬旱发生频率较高。从干旱范围来看,春旱范围呈缩小的趋势,夏旱、秋旱和冬旱范围表现出不同程度的增大趋势;（2）1956-2013年期间,流域水文干旱表现出加剧的趋势,其中1958-1963、1975-1982、1987-1993、2003-2006和2009-2013年为水文干旱多发期,近10年来频率明显增加;（3）流域水文干旱滞后于气象干旱1～8个月,气象和水文干旱事件的干旱历时、严重程度和强度之间具有紧密的相关性,流域气象干旱是水文干旱的主要驱动力。
[6]	Lu Guihua, Yan Guixia, Wu Zhiyong, et al.A method of regional drought analysis based on Copula function . Journal of Water Science, 2010, 21(2): 188-193.URL Magsci [本文引用: 1]摘要提出不同网格干旱等级影响下的区域干旱指数。采用copula函数,建立了区域干旱历时和干旱强度的联合分布,计算联合分布的重现期,并对实际重现期作区间估计。所提出的区域干旱指数能够反映研究区域内发生干旱的严重程度和该区内不同干旱等级所影响面积的大小,且联合分布同时考虑了干旱历时和干旱强度,更全面地反映区域的干旱状况。重庆市2006年干旱实证分析表明,区域干旱指数能够较好地描述本次干旱的发生发展过程,并计算出联合分布的重现期为118年。 [陆桂华, 闫桂霞, 吴志勇, 等. 基于Copula函数的区域干旱分析方法 . 水科学进展, 2010, 21(2): 188-193.]URL Magsci [本文引用: 1]摘要提出不同网格干旱等级影响下的区域干旱指数。采用copula函数,建立了区域干旱历时和干旱强度的联合分布,计算联合分布的重现期,并对实际重现期作区间估计。所提出的区域干旱指数能够反映研究区域内发生干旱的严重程度和该区内不同干旱等级所影响面积的大小,且联合分布同时考虑了干旱历时和干旱强度,更全面地反映区域的干旱状况。重庆市2006年干旱实证分析表明,区域干旱指数能够较好地描述本次干旱的发生发展过程,并计算出联合分布的重现期为118年。
[7]	Liu C L, Zhang Q, Singh V P, et al.Copula-based evaluations of drought variations in Guangdong, South China . Natural Hazards, 2011, 59(3): 1533-1546.https://doi.org/10.1007/s11069-011-9850-4 URL [本文引用: 1]摘要 AbstractChanging characteristics of hazardous weather-related events have been arousing considerable public interest in recent years. Guangdong is an economically developed province in China and is prone to natural hazards. Using monthly precipitation data covering a period of 1956 2008 from 127 rain gauge stations, the probabilistic behaviors of SPI-based droughts were investigated with copulas functions. Results indicated a higher risk of droughts along the coastal regions and the western Guangdong, particularly the Pearl River Delta (PRD) region. Joint probabilities of droughts with higher intensity and longer duration were found to have relatively even geographical distribution across Guangdong. The northern parts of Guangdong are higher in altitude and have a lower risk of droughts. Identification of regions characterized by droughts of different severity and durations across Guangdong is important for scientific management of water resource and agricultural activities and also the development of social resilience under the influence of climate changes.
[8]	Xiao Mingzhong, Zhang Qiang, Chen Xiaohong.Study on drought characteristics in the Pearl River Basin based on multivariate probability analysis . Acta Geographica Sinica, 2012, 67(1): 83-92.https://doi.org/10.1007/s11783-011-0280-z URL [本文引用: 1]摘要 Monthly precipitation data of 42 rain stations over the Pearl River basin for the period 1960-2005 were analyzed to classify anomalously dry conditions using the 6-month standardized precipitation index. Trends of the SPI-based droughts were detected using Mann-Kendall technique. The results are shown as follows. (1) The western part of the Pearl River basin tends to be dryer and the eastern part tends to be wetter. Enhancing droughts are observed mainly in November, December, and January, and increasing wetting tendency in January and July. Meanwhile drought duration and severity show insignificant trends. (2) The drought risk across the Pearl River basin is very high and the highest drought risk is found mainly in the eastern part of the basin. Besides, the results also show that long-lasting droughts are highly probably the severe droughts. Moreover, the drought risk is greatly increased in the eastern Pearl River basin, when droughts of higher severity occur in the Pearl River basin. These results may imply tremendous challenges for the water resources management in the Pearl River basin, particularly the eastern part of the Pearl River basin. The second return period represents many situations of drought, so the result of the second return period may be more robust. [肖名忠, 张强, 陈晓宏. 基于多变量概率分析的珠江流域干旱特征研究 . 地理学报, 2012, 67(1): 83-92.]https://doi.org/10.1007/s11783-011-0280-z URL [本文引用: 1]摘要 Monthly precipitation data of 42 rain stations over the Pearl River basin for the period 1960-2005 were analyzed to classify anomalously dry conditions using the 6-month standardized precipitation index. Trends of the SPI-based droughts were detected using Mann-Kendall technique. The results are shown as follows. (1) The western part of the Pearl River basin tends to be dryer and the eastern part tends to be wetter. Enhancing droughts are observed mainly in November, December, and January, and increasing wetting tendency in January and July. Meanwhile drought duration and severity show insignificant trends. (2) The drought risk across the Pearl River basin is very high and the highest drought risk is found mainly in the eastern part of the basin. Besides, the results also show that long-lasting droughts are highly probably the severe droughts. Moreover, the drought risk is greatly increased in the eastern Pearl River basin, when droughts of higher severity occur in the Pearl River basin. These results may imply tremendous challenges for the water resources management in the Pearl River basin, particularly the eastern part of the Pearl River basin. The second return period represents many situations of drought, so the result of the second return period may be more robust.
[9]	Li Jingbao, He Xia, Yang Bo, et al.Temporal evolution of dried up days and the influencing mechanisms at Three Outlets along Jingjiang in the middle reach of Yangtze River . Chinese Journal of Natural Resources, 2016, 31(10): 1713-1725.URL [本文引用: 1]摘要研究河道断流演变特征对认识区域水文过程及人类活动具有重要作用。论文依据1951—2014年水文气候实测数据,运用Mann-Kendall检验法,以及蒸散发-断流天数和降水-径流双累积曲线统计模型等方法分析了长江中游荆南三口断流时间演变特征及其影响机制,结果表明:1)对各时期荆南三口平均断流天数而言,1951—2014年呈逐期増加趋势,且趋势性变化显著,而在2003—2014年间,断流天数虽也增加,但趋势性变化不显著,即增加趋势逐渐减缓;2)影响荆南三口断流天数增减変化的是径流变化过程,而导致径流变化的又是以降水和蒸散发为代表的气候因素和以水利工程、各行业(农业)用水为标志的人类活动;3)影响荆南三口断流天数持续增加的主要驱动因素是人类活动,以各自时段前一时段为基准期,1959—1966、1967—1972、1973—1980、1981—2002、2003—2014年的5个变异期中,气候波动对荆南三口断流天数增加的贡献率依次为24.93%、19.05%、6.36%、10.38%、7.56%;人类活动影响的贡献率分别为75.07%、80.95%、93.64%、89.62%、92.44%。 [李景保, 何霞, 杨波, 等. 长江中游荆南三口断流时间演变特征及其影响机制 . 自然资源学报, 2016, 31(10): 1713-1725.]URL [本文引用: 1]摘要研究河道断流演变特征对认识区域水文过程及人类活动具有重要作用。论文依据1951—2014年水文气候实测数据,运用Mann-Kendall检验法,以及蒸散发-断流天数和降水-径流双累积曲线统计模型等方法分析了长江中游荆南三口断流时间演变特征及其影响机制,结果表明:1)对各时期荆南三口平均断流天数而言,1951—2014年呈逐期増加趋势,且趋势性变化显著,而在2003—2014年间,断流天数虽也增加,但趋势性变化不显著,即增加趋势逐渐减缓;2)影响荆南三口断流天数增减変化的是径流变化过程,而导致径流变化的又是以降水和蒸散发为代表的气候因素和以水利工程、各行业(农业)用水为标志的人类活动;3)影响荆南三口断流天数持续增加的主要驱动因素是人类活动,以各自时段前一时段为基准期,1959—1966、1967—1972、1973—1980、1981—2002、2003—2014年的5个变异期中,气候波动对荆南三口断流天数增加的贡献率依次为24.93%、19.05%、6.36%、10.38%、7.56%;人类活动影响的贡献率分别为75.07%、80.95%、93.64%、89.62%、92.44%。
[10]	Li Jingbao, Chang Jiang, Lv Dianqing, et al.Hydrological effects between Jingjiang River and Dongting Lake during initial operation of Three Gorges Reservoir . Acta Geographica Sinica, 2009, 64(11): 1342-1352.https://doi.org/10.3321/j.issn:0375-5444.2009.11.006 [本文引用: 1]摘要以1951-2008年实测水文资料为依据,运用对比方法,分析了三峡水库调度运行初期,荆江与洞庭湖区的连琐水文效应。结果表明：①荊江冲刷量占宜昌至城陵矶段的78.9%,其平均冲刷强度也远高于该河段;②三口分流比减少2.33%、分沙比减少2.78%;③三口多年平均入湖径流泥沙比依次减少7.7%及24.4%;④洞庭湖区淤积速率减缓26.7%、汛期水量较同期多年平均值偏少20.2%,使湖区连年季节性缺水,前者对延长湖泊寿命有利,后者酿成了连年性的夏秋连旱灾害、居民饮用水、生产用水和航运等水安全问题以及涉及到了珍禽鸟类数量和种类减少,东方田鼠种群数量极度膨胀等生态系统的稳定性;⑤湖口多年平均输沙泄洪能力增强了26.6%和3.7%,避免了溃垸决堤之灾。并认为,为适应新的江湖关系变化,必须进一步优化调整三峡水库调度运行方案,重新审视江湖治理的理念,维系江湖连通的纽带。 [李景保, 常疆, 吕殿青, 等. 三峡水库调度运行初期荆江与洞庭湖区的水文效应 . 地理学报, 2009, 64(11): 1342-1352.]https://doi.org/10.3321/j.issn:0375-5444.2009.11.006 [本文引用: 1]摘要以1951-2008年实测水文资料为依据,运用对比方法,分析了三峡水库调度运行初期,荆江与洞庭湖区的连琐水文效应。结果表明：①荊江冲刷量占宜昌至城陵矶段的78.9%,其平均冲刷强度也远高于该河段;②三口分流比减少2.33%、分沙比减少2.78%;③三口多年平均入湖径流泥沙比依次减少7.7%及24.4%;④洞庭湖区淤积速率减缓26.7%、汛期水量较同期多年平均值偏少20.2%,使湖区连年季节性缺水,前者对延长湖泊寿命有利,后者酿成了连年性的夏秋连旱灾害、居民饮用水、生产用水和航运等水安全问题以及涉及到了珍禽鸟类数量和种类减少,东方田鼠种群数量极度膨胀等生态系统的稳定性;⑤湖口多年平均输沙泄洪能力增强了26.6%和3.7%,避免了溃垸决堤之灾。并认为,为适应新的江湖关系变化,必须进一步优化调整三峡水库调度运行方案,重新审视江湖治理的理念,维系江湖连通的纽带。
[11]	Freeman M C, Pringle C M, Jackson C R.Hydrologic connectivity and the contribution of stream headwaters to ecological integrity at regional scales . Journal of the American Water Resources Association, 2007, 43(1): 5-14.https://doi.org/10.1111/j.1752-1688.2007.00002.x URL [本文引用: 1]摘要 Abstract: Cumulatively, headwater streams contribute to maintaining hydrologic connectivity and ecosystem integrity at regional scales. Hydrologic connectivity is the water-mediated transport of matter, energy and organisms within or between elements of the hydrologic cycle. Headwater streams compose over two-thirds of total stream length in a typical river drainage and directly connect the upland and riparian landscape to the rest of the stream ecosystem. Altering headwater streams, e.g., by channelization, diversion through pipes, impoundment and burial, modifies fluxes between uplands and downstream river segments and eliminates distinctive habitats. The large-scale ecological effects of altering headwaters are amplified by land uses that alter runoff and nutrient loads to streams, and by widespread dam construction on larger rivers (which frequently leaves free-flowing upstream portions of river systems essential to sustaining aquatic biodiversity). We discuss three examples of large-scale consequences of cumulative headwater alteration. Downstream eutrophication and coastal hypoxia result, in part, from agricultural practices that alter headwaters and wetlands while increasing nutrient runoff. Extensive headwater alteration is also expected to lower secondary productivity of river systems by reducing stream-system length and trophic subsidies to downstream river segments, affecting aquatic communities and terrestrial wildlife that utilize aquatic resources. Reduced viability of freshwater biota may occur with cumulative headwater alteration, including for species that occupy a range of stream sizes but for which headwater streams diversify the network of interconnected populations or enhance survival for particular life stages. Developing a more predictive understanding of ecological patterns that may emerge on regional scales as a result of headwater alterations will require studies focused on components and pathways that connect headwaters to river, coastal and terrestrial ecosystems. Linkages between headwaters and downstream ecosystems cannot be discounted when addressing large-scale issues such as hypoxia in the Gulf of Mexico and global losses of biodiversity.
[12]	Meng Huifang, Xu Youpeng, Xu Guanglai, et al.Research on river connectivity of plain river network area . Resources and Environment in the Yangtze River Basin, 2014, 23(5): 626-631.https://doi.org/10.11870/cjlyzyyhj201405005 URL Magsci [本文引用: 1]摘要 <p>河流连通性对流域水文过程特征、水环境条件以及河湖蓄泄能力等有较大影响。平原河网地区是河流高度发育并受到城市化等人类活动深刻影响的区域，并且区域内水系结构破坏、河流连通受阻已成为洪涝灾害频发的重要原因之一。为此通过对现有的河流连通评价方法的分析，尝试建立基于水流阻力与水文过程的平原河网河流连通性评价方法，并以鄞东南平原河网为例开展了应用分析，结果表明2010年的河流连通性比1990年的明显减小。同时，通过对比分析几种河流连通性评价方法可以看出，基于水流阻力与水文过程的河流连通性评价方法能较好的评价平原河网区河流连通性，评价结果优于其他方法计算结果，更符合实际情况，可为平原河网区河流连通性定量评价提供参考</p> [孟慧芳, 许有鹏, 徐光来, 等. 平原河网区河流连通性评价研究 . 长江流域资源与环境, 2014, 23(5): 626-631.]https://doi.org/10.11870/cjlyzyyhj201405005 URL Magsci [本文引用: 1]摘要 <p>河流连通性对流域水文过程特征、水环境条件以及河湖蓄泄能力等有较大影响。平原河网地区是河流高度发育并受到城市化等人类活动深刻影响的区域，并且区域内水系结构破坏、河流连通受阻已成为洪涝灾害频发的重要原因之一。为此通过对现有的河流连通评价方法的分析，尝试建立基于水流阻力与水文过程的平原河网河流连通性评价方法，并以鄞东南平原河网为例开展了应用分析，结果表明2010年的河流连通性比1990年的明显减小。同时，通过对比分析几种河流连通性评价方法可以看出，基于水流阻力与水文过程的河流连通性评价方法能较好的评价平原河网区河流连通性，评价结果优于其他方法计算结果，更符合实际情况，可为平原河网区河流连通性定量评价提供参考</p>
[13]	Xu Guanglai, Xu Youpeng, Wang Liuyan.Computation of river network connectivity based on water flow resistance and graph theory . Journal of Water Science, 2012, 23(6): 776-781.URL Magsci [本文引用: 1]摘要河网连通是区域防洪、供水和生态安全的重要基础。基于图论将河网概化为图模型,考虑不同类型河道输水能力差异,以河道水流阻力倒数表征水流通畅度,并以河道水流通畅度为权值,借助ArcGIS平台建立河网图模型加权邻接矩阵,再利用MATLAB工具进行顶点水流通畅度计算和河网连通度分析,从而实现对河网连通性的定量化分析。以太湖流域嘉兴平原河网为例,进行河道疏浚前后的河网连通程度定量评价,结果表明河道疏浚后河网连通度明显增加。 [徐光来, 许有鹏, 王柳艳. 基于水流阻力与图论的河网连通性评价 . 水科学进展, 2012, 23(6): 776-781.]URL Magsci [本文引用: 1]摘要河网连通是区域防洪、供水和生态安全的重要基础。基于图论将河网概化为图模型,考虑不同类型河道输水能力差异,以河道水流阻力倒数表征水流通畅度,并以河道水流通畅度为权值,借助ArcGIS平台建立河网图模型加权邻接矩阵,再利用MATLAB工具进行顶点水流通畅度计算和河网连通度分析,从而实现对河网连通性的定量化分析。以太湖流域嘉兴平原河网为例,进行河道疏浚前后的河网连通程度定量评价,结果表明河道疏浚后河网连通度明显增加。
[14]	Xia Jihong, Chen Yongming, Zhou Ziye, et al.Research on mechanism and calculation method of river system connectivity . Progress in Water Science, 2017, 28(5): 780-787.https://doi.org/10.14042/j.cnki.32.1309.2017.05.016 URL [本文引用: 1]摘要河流水系连通性具有水文调蓄、保障生物迁徙通畅、改善水土环境等功能,目前主要从水文、景观和生态等方面对其进行了定义,而河流水系连通性对社会发展也发挥着重要作用,故河流水系连通性具有自然和社会双重属性,其连通性机制主要表现为纵向、横向、垂向连通性。目前主要从景观学、水文学、水力学、生态学等学科角度提出了图论法、水文-水力学法、景观法、生物法和综合指标法等计算方法,各方法有其适用性和不足,应用中须针对实际问题选择适宜方法或进行修正。河流水系连通性未来研究应综合多尺度、多领域、多学科,在研究内容上,重点开展尺度协同、连通性含义界定、响应机理及修复问题研究,在研究手段上,重点开展多方法、多技术集成问题研究。 [夏继红, 陈永明, 周子晔, 等. 河流水系连通性机制及计算方法综述 . 水科学进展, 2017, 28(5): 780-787.]https://doi.org/10.14042/j.cnki.32.1309.2017.05.016 URL [本文引用: 1]摘要河流水系连通性具有水文调蓄、保障生物迁徙通畅、改善水土环境等功能,目前主要从水文、景观和生态等方面对其进行了定义,而河流水系连通性对社会发展也发挥着重要作用,故河流水系连通性具有自然和社会双重属性,其连通性机制主要表现为纵向、横向、垂向连通性。目前主要从景观学、水文学、水力学、生态学等学科角度提出了图论法、水文-水力学法、景观法、生物法和综合指标法等计算方法,各方法有其适用性和不足,应用中须针对实际问题选择适宜方法或进行修正。河流水系连通性未来研究应综合多尺度、多领域、多学科,在研究内容上,重点开展尺度协同、连通性含义界定、响应机理及修复问题研究,在研究手段上,重点开展多方法、多技术集成问题研究。
[15]	Ru Biao, Chen Xing, Zhang Qicheng, et al.Evaluation of connectivity of drainage system in plain river network area . Hydropower Energy Science, 2013, 31(5): 9-12.URL [本文引用: 3]摘要河湖水系连通在增强抵御水旱灾害能力、提高水资源统筹配置能力和改善河湖健康状况等方面均具有重要作用,已成为国家江河治理的重大课题,但相关的理论和技术研究尚处于探索阶段。基于水系结构连通性评价的内涵,探讨了水系连通性与水系结构连通性的关系及水系结构连通性的影响要素,在分析了传统网络连通性评价方法在水网中的适用性基础上,提出了基于河道自然、社会双重属性的水系结构连通性评价方法,并通过对吴江市骨干水系结构连通性进行计算,验证了该方法的可行性。 [茹彪, 陈星, 张其成, 等. 平原河网区水系结构连通性评价 . 水电能源科学, 2013, 31(5): 9-12.]URL [本文引用: 3]摘要河湖水系连通在增强抵御水旱灾害能力、提高水资源统筹配置能力和改善河湖健康状况等方面均具有重要作用,已成为国家江河治理的重大课题,但相关的理论和技术研究尚处于探索阶段。基于水系结构连通性评价的内涵,探讨了水系连通性与水系结构连通性的关系及水系结构连通性的影响要素,在分析了传统网络连通性评价方法在水网中的适用性基础上,提出了基于河道自然、社会双重属性的水系结构连通性评价方法,并通过对吴江市骨干水系结构连通性进行计算,验证了该方法的可行性。
[16]	Yevjevich V.Objective approach to definitions and investigations of continental hydrologic droughts [D]. Fort Collins: Colorado State University, 1967. [本文引用: 1]
[17]	Tallaksen L M, Madsen H, Clausen B.On the definition and modelling of streamflow drought duration and deficit volume . Hydrological Sciences Journal, 1997, 42(1): 15-33.https://doi.org/10.1080/02626669709492003 URL [本文引用: 3]摘要 The threshold level approach is used to define drought characteristics, i.e. drought duration and deficit volume from time series of daily streamflow. Three different procedures for pooling dependent droughts are compared: a method based on an inter-event time and volume criterion (IC), a moving average procedure (MA), and a method based on the sequent peak algorithm (SPA). The extreme values of drought duration and deficit volume are analysed using both an annual maximum series (AMS) and a partial duration series (PDS) approach. Two Danish catchments with very different flow regimes were used in the study. The IC and MA methods provided virtually the same sample statistics of the AMS of drought duration and deficit volume for all thresholds considered. The results of the SPA method differed significantly from the other two methods for high thresholds due to the presence of multi-year droughts. For analysis of seasonal droughts the SPA method is restricted to low thresholds. The occurrence of a large number of zerodrought years for low thresholds may significantly reduce the information content of the AMS, and in this case the PDS model is superior. The problem of minor droughts in the PDS was implicitly reduced by using the MA and SPA methods, and in this respect these methods have an important advantage as compared to the IC method.
[18]	Chen Yongqin, Sun Peng, Zhang Qiang, et al.Analysis of hydrological drought frequency in Poyang Lake Basin based on Copula . Journal of Natural Disaster, 2013, 22(1): 75-84.URL [本文引用: 1]摘要选用游程理论识别了水文干旱特征变量，运用Mann—Kendall（M—K）方法分析了水文干旱特征的趋势变化，并运用柯尔莫哥洛夫一斯米尔诺夫方法（K—S法）选出了最适合的8个概率分布函数；引入当前多变量分析中较常用的Copula函数，分析了中国最大淡水湿地鄱阳湖流域主要支流“五河”的干旱历时和干旱烈度的联合概率特征，并对引起该流域水文干旱特征频率变化的原因及影响作了有益的探讨。研究结果表明：（1）对数正态分布是用于研究鄱阳湖流域水文干旱特征的最佳概率分布函数。（2）赣江流域和饶河流域发生的干旱次数最少，干旱历时最长；抚河流域发生干旱次数最多，干旱历时最短。（3）抚河流域的李家渡干旱历时和干旱烈度发生的频率高于其他地区，饶河流域的干旱历时和干旱烈度发生的频率在鄱阳湖流域是最低的。水利设施和森林覆盖率对干旱烈度降低起到了一定的作用，而农业用地的变化对干旱烈度的加强起到了一定的作用。 [陈永勤, 孙鹏, 张强, 等. 基于Copula的鄱阳湖流域水文干旱频率分析 . 自然灾害学报, 2013, 22(1): 75-84.]URL [本文引用: 1]摘要选用游程理论识别了水文干旱特征变量，运用Mann—Kendall（M—K）方法分析了水文干旱特征的趋势变化，并运用柯尔莫哥洛夫一斯米尔诺夫方法（K—S法）选出了最适合的8个概率分布函数；引入当前多变量分析中较常用的Copula函数，分析了中国最大淡水湿地鄱阳湖流域主要支流“五河”的干旱历时和干旱烈度的联合概率特征，并对引起该流域水文干旱特征频率变化的原因及影响作了有益的探讨。研究结果表明：（1）对数正态分布是用于研究鄱阳湖流域水文干旱特征的最佳概率分布函数。（2）赣江流域和饶河流域发生的干旱次数最少，干旱历时最长；抚河流域发生干旱次数最多，干旱历时最短。（3）抚河流域的李家渡干旱历时和干旱烈度发生的频率高于其他地区，饶河流域的干旱历时和干旱烈度发生的频率在鄱阳湖流域是最低的。水利设施和森林覆盖率对干旱烈度降低起到了一定的作用，而农业用地的变化对干旱烈度的加强起到了一定的作用。
[19]	Nelsen B.An Introduction to Copulas . New York: Springer, 1998. [本文引用: 1]
[20]	Wang Zhonggen, Li Zongli, Liu Changming, et al.A theoretical discussion on the connectivity of rivers and lakes . Chinese Journal of Natural Resources, 2011, 26(3): 523-529.https://doi.org/10.11849/zrzyxb.2011.03.019 URL Magsci [本文引用: 1]摘要在全球气候变化和水资源形势日趋严峻的背景下,为了从根本上提高水资源统筹配置能力、改善河湖健康状况和增强抵御水旱灾害能力,河湖水系连通作为国家新时期的一个治水方略被提出。当前关于河湖水系连通的理论基础研究要落后于实践,尚在探索之中。论文尝试从河、湖与水系等水循环基本概念入手,探讨水系的结构、特征和连通性,揭示水系连通的水循环物理机制,并进一步分析河湖水系连通的战略思想,探明其中涉及的几个关键水循环基础问题,包括水量平衡、能量平衡、水资源可再生性、水循环尺度等问题,为河湖水系连通战略的实施和理论体系的建立奠定基础。 [王中根, 李宗礼, 刘昌明, 等. 河湖水系连通的理论探 . 自然资源学报, 2011, 26(3): 523-529.]https://doi.org/10.11849/zrzyxb.2011.03.019 URL Magsci [本文引用: 1]摘要在全球气候变化和水资源形势日趋严峻的背景下,为了从根本上提高水资源统筹配置能力、改善河湖健康状况和增强抵御水旱灾害能力,河湖水系连通作为国家新时期的一个治水方略被提出。当前关于河湖水系连通的理论基础研究要落后于实践,尚在探索之中。论文尝试从河、湖与水系等水循环基本概念入手,探讨水系的结构、特征和连通性,揭示水系连通的水循环物理机制,并进一步分析河湖水系连通的战略思想,探明其中涉及的几个关键水循环基础问题,包括水量平衡、能量平衡、水资源可再生性、水循环尺度等问题,为河湖水系连通战略的实施和理论体系的建立奠定基础。
[21]	Zhang Yu, Song Songbo.Research on three-dimensional joint distribution of drought characteristic variables based on Archimedean Copula . China Rural Water and Hydropower, 2011(1): 65-68.URL [本文引用: 1]摘要应用Archimedean Copula函数研究干旱特征变量的联合分布,为水资源决策者提供依据。以渭河流域西安站77年的月降水资料为例,采用Archimedean Copulas函数建立干旱特征变量之间的三维联合分布模型。分别采用极大似然法和适线法进行参数估计,通过拟合优度评价选用Clayton Copula描述干旱历时,干旱烈度和干旱烈度峰值之间的联合分布,并计算条件重现期。结果表明,Copulas函数能够比较好地描述干旱特征变量间的联合分布;具有灵活性和应用范围广等特点。 [张雨, 宋松柏. 基于Archimedean Copula的三维干旱特征变量联合分布研究 . 中国农村水利水电, 2011(1): 65-68.]URL [本文引用: 1]摘要应用Archimedean Copula函数研究干旱特征变量的联合分布,为水资源决策者提供依据。以渭河流域西安站77年的月降水资料为例,采用Archimedean Copulas函数建立干旱特征变量之间的三维联合分布模型。分别采用极大似然法和适线法进行参数估计,通过拟合优度评价选用Clayton Copula描述干旱历时,干旱烈度和干旱烈度峰值之间的联合分布,并计算条件重现期。结果表明,Copulas函数能够比较好地描述干旱特征变量间的联合分布;具有灵活性和应用范围广等特点。
[22]	Dai Wen, Lv Dianqing, Li Jingbao, et al.The effect of climate change and human activities on runoff in the middle reaches of the Yangtze River . Journal of Glaciology and Geocryology, 2016, 38(2): 488-497.https://doi.org/10.7522/j.issn.1000-0240.2016.0055 URL Magsci [本文引用: 1]摘要利用累积距平、Mann-Kendall检验和有序聚类方法，对长江中游5个水文站1961-2014年径流量进行突变检验，并应用降雨-径流多元线性经验模型，定量评估长江中游气候变化和人类活动对径流量变化的贡献率。研究结果表明：径流量多年来呈线性减少的趋势，随降水量的变化而变化。径流突变点为1968年和2006年，1969-2005年枝城、沙市、监利、城陵矶和螺山站控制流域人类活动对径流变化影响的贡献率分别为85.68%、50.89%、84.78%、89.81%和68.39%；2006-2014年人类活动的贡献率分别为88.40%、59.47%、82.86%、80.03%、63.63%，人类活动的贡献率高于气候变化。 [代稳, 吕殿青, 李景保, 等. 气候变化和人类活动对长江中游径流量变化影响分析 . 冰川冻土, 2016, 38(2): 488-497.]https://doi.org/10.7522/j.issn.1000-0240.2016.0055 URL Magsci [本文引用: 1]摘要利用累积距平、Mann-Kendall检验和有序聚类方法，对长江中游5个水文站1961-2014年径流量进行突变检验，并应用降雨-径流多元线性经验模型，定量评估长江中游气候变化和人类活动对径流量变化的贡献率。研究结果表明：径流量多年来呈线性减少的趋势，随降水量的变化而变化。径流突变点为1968年和2006年，1969-2005年枝城、沙市、监利、城陵矶和螺山站控制流域人类活动对径流变化影响的贡献率分别为85.68%、50.89%、84.78%、89.81%和68.39%；2006-2014年人类活动的贡献率分别为88.40%、59.47%、82.86%、80.03%、63.63%，人类活动的贡献率高于气候变化。

水系连通变异下荆南三口河系水文干旱识别与特征分析

本站小编 Free考研考试/2021-12-29

Identification of hydrologic drought characteristics under water system connectivity variation in river system of three outlets of Jingjiang river

1 引言

2 研究区域概况

3 研究方法

3.1 水系连通性评价

3.2 水文干旱特征的识别

3.3 Archimedean Copulas函数

3.4 干旱特征变量联合分布函数的构建及拟合优度检验

3.5 干旱事件重现期的确定

4 结果分析

4.1 水系连通变异分割点的确定

4.2 水系连通变异前后的水文干旱识别及其演变特征

4.3 基于边缘分布函数、Copula函数和联合分布函数的水文干旱特征检验

4.4 基于Copula水文干旱历时、干旱强度和峰值联合频率的演变特征

5 结论与讨论

参考文献原文顺序
文献年度倒序
文中引用次数倒序
被引期刊影响因子

相关话题/水文 概率 结构 人类 过程

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水系连通变异下荆南三口河系水文干旱识别与特征分析

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Identification of hydrologic drought characteristics under water system connectivity variation in river system of three outlets of Jingjiang river

1 引言

2 研究区域概况

3 研究方法

3.1 水系连通性评价

3.2 水文干旱特征的识别

3.3 Archimedean Copulas函数

3.4 干旱特征变量联合分布函数的构建及拟合优度检验

3.5 干旱事件重现期的确定

4 结果分析

4.1 水系连通变异分割点的确定

4.2 水系连通变异前后的水文干旱识别及其演变特征

4.3 基于边缘分布函数、Copula函数和联合分布函数的水文干旱特征检验

4.4 基于Copula水文干旱历时、干旱强度和峰值联合频率的演变特征

5 结论与讨论

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