Page 52 - 2022年第53卷第10期

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０．７０，Ｒ最低为 ０．９１。随机森林法无需预设函数形式，自变量间的多元共线性基本不用考虑 ［４３］ ，适用
于拟合各因子与水文干旱 Ｚ序列之间复杂的非线性关系。如图 ８所示，随机森林模型可利用均方残差
减小量（％ＩｎｃＭＳＥ）来评价变量的重要性，％ＩｎｃＭＳＥ越大，则
相应变量越重要 ［４５］ ，其排名结果与图 ７中相关系数绝对值大
小的排序大致相同，证明了相关系数结果的可靠性，华县站
重要性评分排名靠前的两个因子为人类取用水、潜在蒸散发，
％ＩｎｃＭＳＥ分别为 ３．８０％、２．５４％；张家山站为人类取用水、潜
在蒸散发， ％ＩｎｃＭＳＥ分别为 ７．１６％、５．８１％；状头站为气象干
旱 Ｚ值、人类取用水，％ＩｎｃＭＳＥ分别为 １３．５６％、４．４４％。可见
除气象干旱与人类取用水外，气象因子潜在蒸散发对渭河流
图 ８ 各影响因子均方残差减小量
域水文干旱历时－ 烈度相依结构动态变化也有着较强影响。
综上所述，渭河流域水文干旱历时 － 烈度相依结构的动态变化主要受水分 “需求侧” 因子（人类
取用水、潜在蒸散发）的驱动，当然，气候变化（如气象干旱）也是其动态变化的重要原因之一。基于
此，假定引起水文干旱历时－ 烈度相依结构动态变化的因素为两类，即气候变化（主要是气象干旱、潜
在蒸散发）和人类活动（主要是直接人类活动———人类取用水），将气象干旱 Ｚ值、潜在蒸散发、人类
取用水三个因子的％ＩｎｃＭＳＥ相加作为分母，各自的％ＩｎｃＭＳＥ作为分子，计算每个因子对水文干旱历
时－ 烈度相依结构动态变化的相对贡献率，量化气候变化和人类活动对水文干旱演变的影响，如表 ６
所示。由表 ６可知，各水文站差异明显，在华县站，人类活动相对贡献率略高于气候变化相对贡献
率，而在张家山和状头站，气候变化的相对贡献率则占主导地位。渭河流域气候变化与人类活动相对
贡献率为 ６０．６５％、３９．３５％，前者较后者高出 ２１．３％，但人类活动对水文干旱演变的影响不可忽视，值
得注意的是，本文只考虑了农业取水、工业取水、生活取水等直接人类活动的作用，间接人类活动如
下垫面的改变、修建水利工程、ＣＯ的排放等并未加入量化体系。
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表 ６ 气候变化与人类活动相对贡献率

水文站 气候变化相对贡献率?％ 人类活动相对贡献率?％
华县 ４７．０４ ５２．９６
张家山 ５７．３９ ４２．６１
状头 ７７．５２ ２２．４８
均值 ６０．６５ ３９．３５
注：气候变化相对贡献率为气象干旱和潜在蒸散发的相对贡献率相加。表中第四行的数值为三个水文站气候变化或人类活动相对贡献
率的均值，表征渭河流域整体状况。

从水分 “需求侧” 因子（人类取用水、潜在蒸散发）角度考虑，发生干旱后，是否引发灾害以及
灾害的严重程度，与自然环境、人类社会对水的需求度及其抗旱能力密切相关。渭河流域，特别是关
中地区，是我国西部大开发的桥头堡，特别是西咸新区成立后，已成为国家新的增长极。而流域内干
旱频发的态势将导致农作物减产、生活与工业用水困难、生态环境退化，影响了该地区与国家发展战略，
因此，完善旱灾防治规划编制与实施，进一步筹建抗旱应急备用水源工程等工作需尽快提上日程。

５ 结论

本文以渭河流域华县、张家山、状头站 １９６０—２０１０年径流资料为基础，采用 ＳＲＩ表征水文干旱，
使用 Ｍ－ Ｋ法、启发式分割法分析了水文干旱历时、烈度的趋势性、变异性；以 ＣＬＲ法检验水文干旱
历时－ 烈度相依结构的非平稳性，得到其变异点，进行变异前后特征分析；从气候变化和人类活动的
角度，探究了水文干旱历时－ 烈度相依结构动态变化的驱动力，应用相关系数法与随机森林模型获得
主要影响因素。主要结论如下：

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