邯郸地区年降水量统计特性
第２５卷第６期２００９年１１月源护水资保
ｗＡＴＥＲ矗ＥｓｏｕＲｃＥｓＰＲｏＴＥｃｎｏＮ
Ｖ０１．２５
Ｎｏ．６
Ｎｏｖ．２００９
邯郸地区年降水量统计特性
杜富慧１，郝振纯１，陈新美２，王晓丽３
（１．河海大学水文水资源与水利工程科学国家重点实验室，江苏南京２１００９８；２．邯郸市水利局，河北邯郸０５６０００；３．河北工程大学图书馆，河北邯郸０５６０００）
摘要：运用线性回归分析与Ｍ帅ｎ．Ｋｅｎｄａｌｌ趋势检验法对邯郸地区及各水资源分区的降雨资料进行分析，揭示了该地区及各水资源分区年降水量不断减少的变化趋势及显著性水平，并得出如下结论：各水资源分区年降水量变化规律不一致；随着海拔高度的降低，区域年降水量变化趋势越明显；低海拔区域年平均降水量减少是海河流域年径流量减少的重要原因。
关键词：年降水量；统计特性；线性回归分析；Ｍ柚ｎ．Ｋｅｎｄａｌｌ检验；邯郸地区中图分类号：Ｐ３３３．１
文献标识码：Ａ
文章编号：１００４—６９３３（２００９】０６一００１６—０５
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ｔｅｓｔ；
Ｈａｎｄａｎ
ｒｅ西ｏｎ
邯郸市位于华北平原中部，属于干旱半干旱地区，暖温带半湿润半干旱大陆性季风气候，全市多年平均降水量５４８．９ｍｍ（１９５６—２０００年系列）。降水量时空分布不均，年际变化悬殊是其主要特征。该地区地形地貌特征差异明显，对华北地区而言具有代表性。地区年降水量的７０％一８０％集中在６—９月，其中又主要集中在７月下旬和８月上旬。该地区是我国水资源匮乏地区之一，人均水资源占有量只是全国平均水平的ｌ／６，耕地单位面积水资源量只是全国的１／ｌＯ。而天然降水是水资源最重要的来源，降水是产生地表径流和补给地下水的主要来源，降
基金项目：国家自然科学基金（４０８３０６３９；４０８０ｌ叭２；５∞７９０１６）
水量的大小及时空变化间接反映了一个地区的天然水资源状况。水资源与人们的生产和生活密切相关，受到广泛关注。因此，分析地区降水量的变化趋势，对研究地区水资源量的变化趋势具有参考价值，对区域水资源评价与再分配具有指导意义。笔者运用线性回归分析与Ｍａｎｎ．Ｋｅｎｄａｕ趋势检验法对邯郸地区及各水资源分区的降雨资料进行了分析，得出了各水资源分区年降水量变化规律不一致的结论，并对同一地区不同水资源分区年降水量变化过程及趋势不一致的原因进行了分析。
作者简介：牡富慧（１９７４一）。男．山东济宁人．博士研究生．研究方向为水生态系统演化机理。Ｂ皿矗ｉｌ：ｄｕｆｕｈｌｌｉ＠ｈｈｕ．ｅｄｕ．∞
・
１６・
万方数据
１资料及方法
１．１资料
水文观测站点选择以观测降水站资料质量较好、系列较长、面上分布均匀且能反映地形变化影响等条件为原则。邯郸市境内共选出实测年数大于或等于３４的分析雨量站３７处，市境外选用雨量站１０处。共选用雨量站４７处。据统计，境内雨量站平均站网密度为３２５．６ｋｍ２／站。其中：山区雨量站１７处，
站网密度为２６２．４ｋｍ２／站；平原雨量站２０处。站网密度为３７９．４ｋｍ２／站。
邯郸地区属太行山中南部中低山向河北平原西南部过渡地带，地形地貌复杂多变，形式多样，中低山、丘陵、盆地、平原和洼地均有分布，地形变化大。影响不同地形地貌特征的气象因素也存在较大差异，因此，各区域问的降水及水资源分布也有较大差异。
根据邯郸市的流域水系情况及地形的影响，将该地区的２个Ⅱ级流域分区重新划分为６个Ⅲ级流域分区，详细分区情况如图ｌ所示。
１．２分析方法
笔者主要对邯郸地区降水量进行趋势分析。趋势分析研究的是时间序列顺序递增或递减的变化规律。这里仅介绍常用的线性回归方法、肯德尔秩相关检验法。其中线性回归方法属于参数方法，而肯德尔秩相关检验法属于非参数方法。
１．２．１线性回归分析
线性回归是一种参数估计方法［１引，设时间序列存在线性的趋势，即
毛＝口＋６ｔ
（Ｉ＝１，２，…，ｎ）（１）
式中：毛为Ｉ时段的原始时间序列；ｎ为时段数；口、６为使毛与口＋缸误差最小的最小二乘估计量。可采用回归分析方法估计模型参数，即
“型可亍打
６＝————■———■再广
宝（ｉ一掣）（”牙）蚤（１．孚）。
Ｑ）
Ｌｚ，
万
方数据ａ＝ｉ一占（孚）
（３）
式中二为随机变量的均值。为了检验线性趋势，可检验统计量ＺＬ是否服从自由度为ｎ一２的ｔ分布。
ｚ。＝砉
（４）
若原假设为无趋势，选择置信水平口，计算统计量ｚＩ，。若ｌｚＬｌ＞￡口／２，拒绝原假设，从而认为线性趋势存在，否则接受原假设，线性趋势不存在。其中；６
指估计６的方差。可采用下式估计：
（５）
１．２．２肯德尔检验【３－５】
先计算统计量Ｓ：
＾・ｌ
＾
ｓ＝∑∑ｓｇｎ（巧一茗；）
（６）
‘－ｌ』－‘＋ｌ
其中：
ｒ
１（口＞Ｏ）ｓｇｎ（日）＝｛ｏ
（口＝ｏ）
（７）
Ｌ—ｌ
（口＜Ｏ）
不存在趋势的序列的统计量Ｓ满足正态分布，均值和方差分别为
Ｅ（ｓ）＝０
（８）
匕（ｓ）＝——————景Ｌ——一
ｎ（ｎ一１）（２ｎ＋５）一∑ｆＪ（ｉ—１）（２ｉ＋５）
（９）
最终可定义肯德尔检验统计量ｚＫ：
Ｓ
＞
ＯＺＫ＝
赫。尚
Ｓ＝
Ｏ，ＬｌＯ
Ｓ
＜
０ｚＫ满足标准正态分布【６］。利用ｚＫ的值进行趋势统计的显著性检验。ｚＫ值为正，表明上升趋势；ｚＫ值为负，表明下降趋势。在双尾趋势检验中，如果
ｚＫ
Ｉ≤ｚｌ一。／２，则接受零假设（无变化趋势）；如果
ｚＫＩ＞ｚ１．。／２，则拒绝零假设。ｚｌ一。／２从标准正态分布函数获得。口为检验的显著水平。
采用肯德尔检验时，时间序列的趋势幅度越大，或者序列长度越长，检验能力越强；而方差越小，则检验能力越弱。总的说来，对于没有趋势或者中等趋势的序列，如果序列长度较短，正相关使得误认为存在趋势的概率变大，而负相关使得误认为存在趋
势的概率变小；样本长度足够长，序列的自相关性基本不影响肯德尔趋势检验结果。
・
１７
・
表ｌ邯郸地区及各水资源分区年降雨系列线性检验殛Ｍａ日昏Ｋｅｎｄａｌｌ检验计算结果
序列
区域名称序列年份长度／
．
线性趋势检验
ｚＬ
Ｍｎｎ．Ｋｅｎｄ且ｌｌ检验
ｚ‘
序列
区域ｄ漳卫河平原１９５６。２０∞马爝河平原１９５６．２０∞
４Ｓ４５４５
线性趋势检验
置信水平
０．９５０．９５０．９５０．９５
显著水平
称序列１日７０、●。－……置信水平
一２．墙—２．１５
Ｍ一．ＫｅｎｄａｌＩ检验
ｚｔ
显著水平
Ｏ．ｏｓ０，０５
漳河山区
１蛳。２∞０
１９５６．２０∞
４５４５４５４５
一１．打
．１．５２．０．９４一１．５８
一１．僻—０．∞—０．挣一１．∞
一２．潞
—２．４０
０．９５
滏阳河山区１９耶。２０∞滏西平原
邯郸地区１９５６。２０∞
－１．弱一Ｏ．％
黑龙港平原１９５６—２０∞
原
平贩
ｊ粤
■
Ｎ
年份
围２邯郸地区及各水资源分区Ｚ丘值变化过程
２．２滏阳河山区
２分析结果
邯郸地区及各水资源分区一元线性回归检验及Ｍ衄ｍＫｅｎｄａｕ检验计算结果如表ｌ所示，计算期内Ｍ蚰ｒ卜Ｋｅｎｃｋｌｕ值（称为ＺＫ值）的变化过程如图２所示。
２．１
滏阳河山区多年年平均降水量５６６．０栅，降水
量平均每ｌＯａ减少Ｏ．７ｒｍ，其趋势线方程见图４，线性趋势检验统计量ＺＬ为一１．５２，在９５％的置信区间之内，线性变化趋势不明显。该区域内的Ｍ蚰ｎ－Ｋｅｎｄａｌｌ检验统计量ｚＫ为一Ｏ．９０，大于临界值一１．９６，可以接受零假设。由ｚ。值的变化过程可以看出，该
漳河山区
漳河山区多年平均年降水量５７６．９ｍｍ，降水量
地区肷值的变化过程与漳河山区非常接近，说明这
２个地区降水量分布具有较高的一致性。
平均每１０ａ减少Ｏ．５咖，其趋势线方程见图３，线性
趋势检验统计量ＺＬ为一１．２７，在９５％的置信区间之内（区间临界值为±２．Ｏ），因此，可以认为线性变化趋势不明显。该区域内的Ｍ柚ｎ．Ｋｅｎｄａｌｌ检验统计量ｚＫ为一１．０８，大于临界值一１．９６，可以接受零假设。但由ｚｘ值的变化过程可以看出，该地区从１９７７年开始，年降水量减少明显，１９８０年超出了临界值，１９８０年后年降水量逐步增加。
暑Ｅ
删＊进廿
枷咖
Ｅ
年份
图４滏阳河山区年降水量变化过程
｛
蚓苌世廿
咖啪枷瑚
。
１９５６１９６０
２．３滏西平原
滏西平原多年年平均降水量５２４．３姗，降水量平均每１０ａ减少０．４舢，其趋势线方程见图５，线性
趋势检验统计量ｚＬ为一０．９４，为各水资源分区中的最小值，远小于置信区间的临界值，线性变化趋势不
１９“１９６８
１９７２１９７６１９８０１９８４１９８８
１９９２
１９９６
２０∞
年份
囝３漳河山区年降水量变化过程
明显。该区域内的Ｍ卸ｎ．Ｋｅｎｄａｌｌ检验统计量ｚＫ为一０．２９。也是各分区中的最小值，接受零假设，即无变化的假设。由ＺＫ值的变化过程可以看出，该地区除１９８０年降水量减少明显外，其全过程较平稳。
・
１８
・
万方数据
ＥＥ
由｛
＊溢廿
年份
图５滏西平原年降水量变化
２．４黑龙港平原
黑龙港平原多年年平均降水量５３５．４
ｍ，降水
量平均每１０ａ减少０．６衄，其趋势线方程见图６，线
性趋势检验统计量ｚＬ为一１．５８，在置信区间之内，
线性变化趋势不明显。该区域内的Ｍ咖．Ｋｅｎｄａｌｌ检
验统计量ｚＫ为一１．０８，在临界值以内，可以接受零假设。由ｚＫ值的变化过程可以看出，该地区１９６８年和１９７２年降水量减少明显，其他年份较稳定，无明显变化。
０
９８
ｌ
７面
６＊５
进４
廿
３
２
１９５６
１９６０
１９“１９６８１９７２１９７６１９８０１９８４１９８８１９９２１９９６２０００
年份
图６黑龙港平原年降水量变化
２．５漳卫河平原
漳卫河平原多年年平均降水量５４８．５ｍｍ，降水
量平均每１０ａ减少０．８帆，其趋势线方程见图７，线
性趋势检验统计量ＺＬ为一２．１８，为各分区中的最大
枷咖
ＥＥ
咖倒＊鞋伽廿
枷瑚
。
１９５６１９６０
１９“１９６８１９７２１９７６１９８０１９８４１９８８１９９２１９９６２０００
年份
围７漳卫河平原年降水量变化过程
万
方数据值，超出了９５％的置信区问，因此，可以认为线性变
化趋势明显。该区域内的Ｍ蛐．Ｋｅｎｄａｌｌ检验统计量
ＺＫ为一２．０８，小于ｌＩ缶界值一１．９６，因此，拒绝零假设，减少趋势明显。由ｚ。值的变化过程可以看出，该地区从１９７７年开始，年降水量减少明显，１９８２年前后超出了临界值，１９８６年后年降水量进一步减少，并在较低的降水量值范围内波动。
２．６马颊河平原
马颊河平原多年年平均降水量５４７．７咖，降水
量平均每１０ａ减少０．７ｍｍ，其趋势线方程见图８，线性趋势检验统计量ＺＬ为一２．１５，超出了置信区间，
线性变化趋势明显。该区域内的Ｍ咖．Ｋｅｎｄａｕ检验
统计量ｚＫ为一２．４０，为各分区的最大值，小于Ｉ临界值一１．９６，因此，拒绝零假设，呈趋势变化明显。由ＺＫ值的变化过程可以看出，该地区从１９７７年开始，年降水量减少明显，１９８１年超出了临界值，１９８１年后年降水量均明显减少。
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＊５
澄４
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ｌ
∞∞∞∞∞∞∞∞∞０
１９５６１９６０
１９“１９６８１９７２１９７６１９∞１９¨１９８８１９９２１９９６２０∞
年份
图８马颊河平原年降水量变化过程
３结论
ａ．邯郸地区各水资源分区年降水量均呈减少
趋势，整个地区平均每１０８减少０．６衄，线性趋势检
验统计量ｚＬ为一１．５８，在置信区间之内，线性变化
趋势不明显。该区域内的Ｍ咖．Ｋｅｎｄａｌｌ检验统计量
ＺＫ为一０．９６，在临界值以内，即无明显变化，但各水资源分区的变化过程存在差异性，年降水量变化的空间分布不一致。
ｂ．１９８０年前后年降水量的均值有明显减少。这与文献［７—８］中海河流域径流变化的趋势的结论相一致。其原因是黑龙港平原处于海河流域的上游，黑龙港平原的年降水量减少。这也从侧面揭示了海河流域径流减少的原因。
ｃ．漳河山区、滏阳河山区、滏西平原、漳卫河平原等区域平均海拔都在１００ｍ以上，而黑龙港平原及马颊河平原的平均海拔在１００ｍ以下。这几个水
・
１９
・
资源分区中，黑龙港平原及马颊河平原变化趋势明２７１．
显，超出了临界值，其他区域变化趋势不明显，可以［４］吴师．高嵩蝾．安徽省地表水水质变化趋势分析［Ｊ］。水
认为区域年降水量的变化趋势与区域的平均海拔高资源保护，２００６，２２（５）：７４—７６．
度有关。［５］李俊峰，盛东，程晓如，等．玛纳斯河流域水质变化趋势
分析［Ｊ】．水资源保护，２００８。２４（４）：１０．１３。
参考文献：
［６】刘攀，郭生练，肖义．等．水文时间序列趋势和跳跃分析
［１］丁晶，邓育仁．随机水文学［Ｍ］．成都：成都科技大学出版
的再抽样方法研究［Ｊ］．水文，２００ｒ７。２７（２）：４９—５３．
社．１９８８．
［７］刘春骧，刘志雨，谢正辉，等．近５０年海河流域径流的变
［２］覃爱基，陈雪英，郑艳霞．宜昌径流时问序列的统计分析
化趋势研究［Ｊ］．应用气象学报，２００４．１５（４）：３８５。３９３．［Ｊ］．水文，１９９３，１３（５）：１５－２１．［８］张建云，章四龙．王金星．等．近５０年来中国六大流域年
［３】Ｙ１厄Ｓ。Ｐｒ【ＤＮ
ｏｆ际径流变化趋势研究［Ｊ］．水科学进展，２００７，１８（２）：２３０‘
Ｐ，ＣＡＶＡＤＩＡＳＧ．ＰＯＭｅｒｔＩＩｅＭａｎｎ－ＫｅｎｄａｌＩ衄ｄ
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（收稿日期：２０∞－１０一１５编辑：陈吉平）
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Ｈｙｄ∞ｌｏ盯，２００２．２５９：２５４。
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（上接第ｌｌ页）
［９］贾玉霞．规模化畜禽养殖环境影响及主要防治问题［Ｊ］．
［３］尚银生．吴有志，宋尚孝．水库水源保护区戈！ｆ分方法初探
环境保护科学．２００２，２８（６）：４２＿４７．
［Ｊ］．山西水利科技，１９９９（１）：“１４６．
［１０］赵虹，韩永升．沈阳市畜禽养殖环境污染分析及防治对
［４］王晓燕，王晓峰．汪清平，等．北京密云水库小流域非点
策［Ｊ］．环境保护科学，２００７，３３（４）：１１８一１２０．
源污染负荷估算［Ｊ］．地理科学．２００４，２４（２）：２２７—２３Ｉ．【１１］刘凌岩．王红军．大伙房水库上游禽畜业污染现状及其
【５］ｗｌｓｃＨＭＥＩＥＲ
ｗＨ，ｓＭＩＴＨ
ＤＤ．Ｒａｉｎｆａｕ
ｅｎｅ‘ｇｙ蚰ｄｉ协
防治对策［Ｊ］．环境保护科学，２００２，２８（３）：２１．２２．他ｈ山ｏｎＢｈｉｐｔｏ∞ｉＩ
ｌｏ明［Ｊ］．１ｈｎ距ｃｔｉｏｍ
ｏｆ
Ａｍｅｒｉｃ蛐
［１２］李学灵。刘新媛．马岳雄，等．珠江流域片水资源保护规
Ｇ∞Ｐｈ８ｙ８ｉｃ且Ｉ
Ｕｎｉ∞，１９８８，３９（３）：２８５—２９１．
划报告［Ｒ］．广州：水利部珠江水利委员会，２００ｌ：６５．［６］张力．为畜禽排污现状十分惊人，正成为中国新的污染
［１３］洪晓瑜、逢勇．黎曼近似解模型在太湖藻类浓度场求解
大户破题：养殖业与种植业要“破镜重圆”［Ｊ］．中国动物
中的应用［Ｊ］．河海大学学报：自然科学版，２００５，３３（１）：
保健．２０ｃｒ７（９）：５蛳１．
４ｌ叫Ｈ．
［７］吴淑杭，姜震芳，俞清英．禽畜粪便污染现状与发展趋势
［１４］韩菲，陈永灿，刘昭伟．湖泊及水库富营养化模型研究
［Ｊ］．上海农业科技，２００２（１）：９－１０．
综述［Ｊ］．水科学进展，２００３。１４（６）：７８５—７９１．
［８］苏杨．我国集约化畜禽养殖场污染月题研究［Ｊ］．中国生
［１５］张征，沈珍瑶，邵景力，等．环境评价学［Ｍ］．北京：高等
态农业学报。２００６，１４（２）：１５一１８．
教育出版社，２００４：１９８．
（收稿日期：２００８—１ｌ－∞编辑：徐娟）
—＋＿．．・・．．——＋——●—一．——■——＋——卜・．．－—■——■——’——＋——＋——卜——卜—■——■—・●——■—－■－・■－－■＿－＋・■・－■—・■——●——●呻—■・・■・—●—・’——＋——■—＿．－・■－—一．——＋・－■—・■——●——＋——卜・＿卜—．．－—■—－●
（上接第１５页）人流的处理。与其他河网地区河道［ｃ］／／黄真理．中国环境水力学２００６．北京：中国水利水
相比，太浦河旁侧入流量很大。超过了东太湖来水水电出版社，２００６：４６－５２。
量，如何处理旁侧人流对干流水环境容量计算结果［２］张红举．感潮河流水环境容量计算方法探讨［ｃ］／／房玲
的影响是较关键的问题。笔者提出的“控制污染负娣．水资源管理创新理论与实践．北京：中国水利水电出
荷量”的概念为解决这个问题提供了新的思路。③版社，２００６：４９５－５０１．
河道不均匀混合系数的确定。由于采用分段零维公［３］程文辉，王船海。朱琰．太湖流域模型［Ｍ］．南京：河海大
学出版社，２００６：１１７一１７６．
式计算，不可避免地会带来由于污染物不均匀混合［４］孙卫红，姚国金，逢勇．基于不均匀系数的水环境容量计
造成的误差，因此，必须对结果进行修正。算方法探讨［Ｊ］．水资源保护。２００ｌ，１７（２）：２５—２６．
参考文献：
（收稿日期：２００８一１２—３０编辑：陈吉平）
［１］翟淑华。张红举．人工调控河道水环境容量计算研究
・２０・
万
方数据
邯郸地区年降水量统计特性
作者：作者单位：
杜富慧， 郝振纯， 陈新美， 王晓丽， DU Fu-hui， HAO Zhen-chun， CHEN Xin-mei，WANG Xiao-li
杜富慧,郝振纯,DU Fu-hui,HAO Zhen-chun(河海大学水文水资源与水利工程科学国家重点实验室,江苏,南京,210098)， 陈新美,CHEN Xin-mei(邯郸市水利局,河北,邯郸,056000)， 王晓丽,WANG Xiao-li(河北工程大学图书馆,河北,邯郸,056000)水资源保护
WATER RESOURCES PROTECTION2009,25(6)
刊名：英文刊名：年，卷(期)：
参考文献(8条)
1.丁晶;邓育仁 随机水文学 1988
2.张建云;章四龙;王金星 近50年来中国六大流域年际径流变化趋势研究[期刊论文]-水科学进展 2007(02)3.刘春臻;刘志雨;谢正辉 近50年海河流域径流的变化趋势研究[期刊论文]-应用气象学报 2004(04)4.刘攀;郭生练;肖义 水文时间序列趋势和跳跃分析的再抽样方法研究[期刊论文]-水文 2007(02)5.李俊峰;盛东;程晓如 玛纳斯河流域水质变化趋势分析[期刊论文]-水资源保护 2008(04)6.吴师;高嵩嵘 安徽省地表水水质变化趋势分析[期刊论文]-水资源保护 2006(05)
7.YUE S;PILON P;CAVADIAS G Power of the Mann-Kendall and Spearman' s rho tests for detectingmonotonic trends in hydrological series 2002
8.覃爱基;陈雪英;郑艳霞 宜昌径流时间序列的统计分析[期刊论文]-水文 1993(05)
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2. 刘晓群.郝振纯 湖泊围垦对城陵矶水位抬升作用模拟分析[期刊论文]-安徽农业科学2009,37(26)3. 《水资源保护》稿约[期刊论文]-水资源保护2010,26(3)
4. 黄夏坤.郝振纯.梁才贵.朱长军.HUANG Xia-kun.HAO Zhen-chun.LIANG Cai-gui.ZHU Chang-jun 浔江防洪堤对西江中下游洪水的归槽影响[期刊论文]-桂林工学院学报2009,29(1)
5. 郝振纯.张晓鹏.张磊磊.王璐.史学丽.HAO Zhen-chun.ZHANG Xiao-peng.ZHANG Lei-lei.WANG Lu.SHI Xue-li 气候变暖下黄河源区冻土变化的数值模拟[期刊论文]-黑龙江水专学报2009,36(3)
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7. 任政.郝振纯.REN Zheng.HAO Zhen-chun 滑动窗口二次自回归模型在径流预报中的应用[期刊论文]-河海大学学报(自然科学版)2009,37(3)
8. 郝振纯.谷军方.杜富慧.HAO Zhenchun.GU Junfang.DU Fuhui 随机GP法在概念性水文模型参数优选中的应用[期刊论文]-中山大学学报（自然科学版）2009,48(6)
9. 黄夏坤.郝振纯.罗惠先.贺小珍.HUANG Xia-kun.HAO Zhen-chun.LUO Hui-xian.HE Xiao-zheng 悬移质取样垂线流量权重法测定断面平均含沙量的应用研究[期刊论文]-泥沙研究2009(4)
10. 鞠琴.余钟波.郝振纯.欧耿鑫.佘超.刘德东.JU Qin.YU Zhong-bo.HAO Zhen-chun.SHE Chao.OU Geng-xin.LIUDe-dong 小波网络模型及其在日流量预测中的应用[期刊论文]-西安建筑科技大学学报(自然科学版)2009,41(1)
引证文献(1条)
1.杨肖丽.任立良.江善虎.袁山水.石琳 西辽河源头流域径流变化趋势及影响因素分析[期刊论文]-河海大学学报（自然科学版） 2012(1)
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