２１ ００年 第 ｌ 期 （ ３ 第 ８卷）
黑 龙 江 水 利 科 技 Ｈ ｉｎ ｊｎ ｃ ｎ ｅａｄＴ ｃｎｌｇ ｆ ｔ ｏｓｒａｃ ｅ ｏｇ ａｇＳｉ ｃ ｎ ｅｈｏｏｙｏ ｅ Ｃ ｎｅｖｎ ｙ ｌ ｉ ｅ Ｗａ ｒ
Ｎｏ ． ．１ ２０１ ０
（ ｏａ Ｎ ． ８ Ｔ ｄｌ ｏ３ ）
此检验也 称 一检 验 ， 以连 续观 测 值超 过某 特 定值 的个数 ｒ 是 （ 记为 Ｐ 的 一种榆验 。例如 ， ） 某水文要素系列 Ｘ ， ２… ， ， Ｘ ， 假定 它是连续增加 的（ 升趋势 ） 那么 ， ， 先以 ， 比较特定 为
参 考文 献 ：
［ ］ 金光炎 ． １ 随机水资源技术 ［ ． Ｍ］ 北京 ： 出版社 ， ８ ． 农业 １ ７ ９ ［ ］ 金光炎 ． ２ 水文统计原理与方法［ ． Ｍ］ 北京： 中国工业出版社 ， ６． １４ ９
［ 收稿 日期］０ ９—１ ６ ２０ ２—１ ［ 作者简 介］ 肖鹏云（ ９２一） 男， １６ ， 黑龙 江勃利人 ， 工程师 ； 李敬 东（ ９ ３一） 女 ， １６ ， 黑龙 江依 兰人 ， 师 ； 技 田长涛（９ ９一） 男， １６ ， 黑 龙江伊春人 ， 工程师 。
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５ 的显 著 性 水 平 下 不 能 拒 绝 。至 于 五 营 、 明 没 有 通 过 趋 ％ 晨 势检验 的测站 ， 由 Ｐ是否接近 （ 可 ｎ一１ ）×０ ２或 ０两种极 端 ． ／ 情况来做进一步检验 判断 。五营 站 ｎ＝ ９ Ｐ＝（ ４， ｎ一１ ）× ｎ ２＝１７ ， ３中实际 Ｐ＝３５ ／ １６ 表 ８ 。晨明站 ｎ ３ Ｐ＝（ 一１ ＝５ ， ｎ ）× ｎ２：１７ ， ３中实际 Ｐ＝ ２ 。 两站 的实际 Ｐ 既不接近 （ ／ ３８表 ５１ ， ｎ Ｉ ｎ ２ 也不 接近 ０这两种 极端 情况 。说 明其 上升或 下 ）× ／ ， 降趋势不十分明显 ， 仍可将其划归于无明显趋势之列。 表 ２ 资料随实际工作 中， 了进 一步 分析 、 测某 一水 文要 素的 为 预 变化规律 ， 经常会 建 立 一些 水 文数 据分 析 、 拟数 学 模 型。 模 在根据随机水文学原 理和 分析技术 对水文 要素 系列 数据建 立分析模型时 ， 了了解资料系列有无 明显的 系统 性影 响和 为 趋势性的存在 ， 要对数据系列进行必要 的随机性 和趋势性 检 验， 然后才能建立数据分析模型 。本文 以汤旺河 流域控制 面 积较大的 ５个主要测站 为例来 分析各 站年 径流 量数 据 的随 机性和趋势性特征 ， 各站资料系列 情况见表 １ 。 表 １ 选 用测 站一览表
文章编号 ： ０ １ ７—７９ （０ ０ Ｏ — ０４一 １ ０ ５６ ２ １ ） １ ０ ４ Ｏ
汤 旺河流域主要测站年径流量随机性与趋势性分析
肖鹏云 李敬 东 田长涛 ， ，
（ ．佳 木 斯 水 文 局 ， 龙 江 佳 木 斯 １４ ０ ；．伊 春 水 文 局 ， １ 黑 ５０２２ 黑龙 江 伊 春 １３ ０ ５ ００）
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２ 资 料 系列随机性 的统 计检 验
随机性 的统计 检验 通常采 用转 折点 检验 法。本法 是检 查数据 系列高值 和低值 （ 相对于 邻值 而言 ） 的个数 。在 实测 系列 （ ＝１２ …， ） ， ｔ ， ， ｎ 中 如果 大 于 和 Ｘ 或 小于两 相邻值 ， 则在 ｔ ｉ 出现转折点 Ｐ ＝处 。对于 ３个不等的观测值 ， 这种数量次序的 ６种可能情况是 ： ① ＞ 置 ＋ ； 置＋ ＞ Ｘ ； Ｘ ＞ ｆＩ Ｘ ＋ ； Ｘ ＞ ｌ② ｌ Ｘ ＞ ⑧ Ｘ ＿ ＞ １ （ ＋ ＞Ｘ一 ＞ ； ｌ １ ⑤ ＞ ｌ Ｘ —； Ｘ ＋ ＞ ｌ（ 一 ＞ ｌ ｌ Ｘ ＋ ＞Ｘ 。 在 随机系列 巾， ６种情况具有相同的 出现概率 。除了① 、 ②之外 ， 转折点均可 出现 ， 出现 的可能性是 ２ ３ 其 ／ 。因为转折 点 可能 Ｈ现在 １和 ￡ ｊ ：ｎ处 ， 因此随机 系列 中转折 点的 期望个数 为： ＥＰ （ ）＝（ 一 ）× ／ 。同时可证 明转折 点 Ｐ的方差 为 ： ， ２ ２３ ＶｒＰ）＝（ ６ ２ ）９ ； 以， ａ（ １ｎ一 ９ ／ ０ 所 Ｊ 以标准化 ， Ｚ＝［ ｐ可 即 尸一Ｅ （ ］ ［ ａ（ ］ 近似为标准正态变数 ‘ Ｐ） ／ ＶｒＰ） 。 由于 太 多 或 太 少 的 转 折 点表 明 为非 随 机 性 ， 以采 用 双 所 尾 的显著性检验 ， 显著性水平设为 ５ ， ％ 相应的判别标准 值为 １９ １９ 。各站资料 的随机性检验计算结果（ ．６— ． ６ 参见表 ２ ） 表明 ， 各站 Ｚ值 均在判 别标 准范 围内 。从 而表 明， 站年径 各 流量系列中具有 随机性 的原假设在 ５ ％的显著性水平下不 能 拒绝 ， 即表示实测资料系列具有一定的随机性 。
一
３ 资料 系列趋 势性 的统计检 验
趋 势 性 的统 计 检 验 采 用 肯 德 尔 （ ｅｄｌ） Ｋ ｎａ１ 的秩 次 相 关 法 ，
由于五营 、 晨明两站径流量系列数 据没有通过 显著性水 平为 ５ ％的趋势性检验 ， 仅通过 Ｐ接近 两种极 端情况程 度检 验； 因此在实际建 立数据拟合模 型时要考 虑其模糊趋 势性对 拟合精度 的影响 。对完全通过随机 和趋势性 检验 的数据 ， 也 要对其拟合模型参 数 的灵敏 度 、 理性 、 合 可靠性进 行充 分 的 率定和检验 ， 防止 出现 虚假拟合现象 。
则 Ｐ 。 由此 可 知 ， 于 无趋 势 的 系列 ， （ ）＝（ ＝０ 对 ＥＰ ｎ一１ ）×ｎ ／ ４ 。趋势性检 验的基础是统计 量 ： ４ ／ ｎ ｎ一１ ］一１ Ｔ： Ｐ ［ （ ） 。对
于随机 系列有 ： ［ ］＝０ 亦可证 明 ： ａ（ ）＝［ （ ｎ＋９ ］ ＥＴ ， Ｖｒ， ｒ ２２ ）／ ［ ｎ ｎ ） ， ｚ＝＂ ［ ａ（ ） 。ｚ在 Ｎ增加 时很快 收敛 ９ （ —Ｉ ］且 ｒ Ｖ ｒＴ ］ ， ／ 于标准者正态分布 。 趋势性检验 的显著性 水平设 为 ５ ， ％ 相应 的判别标 准值 为“一１９ ．６～１９ ” ．６ 。各站 资料 的趋 势性 检 验结果 （ 参见 表 ３ 表 明， ） 伊春 、 南岔 、 伊新三站年径 流量无趋 势性 的原 假设 在
摘 要 ： 用随机分析方法 ， 运 对汤旺河流域 ５ 个主要控制站的实测年径流量系列数据作 了随机 和趋势特性分析。得出了各站年径流
量数据系列具有一定随机性 ， 无明显趋势性 的结论 。
关键词 ： 年径流 ； ； 随机 趋势性 ； 统计检验 中 图分 类 号 ：Ｖ ２ Ｔ １１ 文 献 标 识 码 ： Ｂ
值， 其右边值大于 的有 ｎ一１ ， 以 为 比较特殊值 ， 个 再 其 右边 的值 大于 的有 ｎ一 ２个 ， 此类 推 。 以得 到 以 墨 ， 余 可 以 ， 为 比较特定 值时 ， 右边值 大于 ， ， ， …， 其 墨 … 的个数分别为 １ ， ＂ １ ｎ一４ … ， 。这 样得到 总数 Ｐ＝（， ） ～３ ， １ １一１ ７ ＋（ 一２ ｎ ）＋… ＋１ ｎ一１ ｎ ２ ＝（ ）× ／ 。如果 系列值全部倒 过来 ，