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值。考虑三峡影响下，江湖关系发生变异，从而回归参数发生变异，并与相关解释变量交互影响湖区
枯水，数学描述如下：
＋ ）Ｘ （１０）
β ｉｔ ｉｔ ｉｔ
Ｘ ＝ （ β ｉ β ｔ
Δ
Ｘ ＝ { ０ ，ｔ＜２００３ （１１）
Δ
β ｔ ｉｔ βＸ，ｔ ≥２００３
ｉｔ
Δ
（ 珔 ｐｏｓｔ － 珔 ） ＋ βＸ ｐｏｓｔ
ｐｒｅ
珔
Δ Ｙ＝ β ｉ Ｘ ｉ Ｘ ｉ Δ ｉ ＋ Δε ｉ （１２）
ｉ
珔
Ｘ 为变异参数与解释变量（分段）交互项；βＸ ｐｏｓｔ 为上述交互项的贡献；β 为待估计参数。
式中：β ｔ ｉｔ
Δ Δ ｉ Δ
ｐｏｓｔ
ｐｒｅ
一方面，式（９）将回归模型建库后、建库前总随机误差余项 珔 － 珔 在因子贡献量间进行平均分
ε
ε
配，确保了所有因子的贡献量之和等于实测因变量的变化；另一方面，贡献分析评价精度与回归模型
的模拟精度有关，回归模型的确定性系数越高，贡献分析可靠性越高。
４ 结果与分析
４．１ 变点及趋势分析
４．１．１ 变点分析 各变量序列的 Ｃｈｏｗ检验结果见表 ２。
表 ２ 相关枯水变量变点及显著性检验结果
Ｃｈｏｗ检验 Ｃｈｏｗ检验
变量 变点 １ 变点 ２
统计量 Ｆ ｐ值 统计量 Ｆ ｐ值
Ｌａｋ
Ｚ ｔ １９８６年 ３．８４９ ０．０５４ ２００３年 ４．９０９ ０．０３０
Ｉ Ｌａｋ １９８０年 ０．６７１ ０．４１６ ２００３年 １０．２５０ ０．００２
ｔ
Ｌａｋ
Ｄ ｔ ２００３年 １８．３８４ ０．０００
Ｉｎ
Ｄ ｔ １９６９年 １７．４５９ ０．０００
Ｉｎ １９７２年 １６．６４６
ＢＦ ｔ ０．０００
Ｉｎ
Ｉ ｔ １９６８年 ２７．３９０ ０．０００
Ｉｎ
Ｔ ｔ １９７０年 １２．１０６ ０．０００
Ｈａｎ１１
Ｑ ｔ ２００８年 １０．８５７ ０．００２
Ｈａｎ８
Ｑ ｔ ２００６年 ９．６８１ ０．００３
注：各变量含义同表 １；被 Ｃｈｏｗ统 计 检 验 识 别 的 变 点，按 建 库 前、后 对 应 分 为 两 类，即 变 点 １，２； ， ， 分 别 表 示 通 过 了
０．００１，０．０１，０．０５显著性水平检验。
Ｌａｋ
由表 ２可知，湖区最低水位 Ｚ ｔ Ｌａｋ 、低水烈度 Ｉ 、低水天数 Ｄ ｔ Ｌａｋ 均在 ２００３年发生显著的结构性变
ｔ
Ｉｎ
Ｉｎ
Ｉｎ
Ｉｎ
异（ｐ＜０．０５）；入湖径流的低水天数 Ｄ 、基流量 ＢＦ 、低水烈度 Ｉ 、低水发生时间 Ｔ 在 １９６８—１９７２
ｔ ｔ ｔ ｔ
年期间均发生极显著的结构性变异 （ｐ＜０．００１）；汉口 枯水 期 平均 流 量 Ｑ Ｈａｎ１１ 、汉 口汛 末期 平 均流量
ｔ
Ｑ ｔ Ｈａｎ８ 分别在 ２００８、２００６年 发 生 显 著 的 结 构 性 变 异 （ｐ＜０．０１）。综 上，变 点 显 著 性 检 验 表 明，Ｚ ｔ Ｌａｋ 、
Ｌａｋ
Ｉ 、和 Ｄ Ｌａｋ 变化很可能与长江三峡等水库调蓄有关。
ｔ ｔ
４．１．２ 湖区枯水趋势分析 图 ５为显著变点（表 ２）前后各序列线性趋势结果。图 ５（ａ）中，变点前后湖
区最低水位 Ｚ ｔ Ｌａｋ ，平均下降幅度为 ５．７％，１９５６—２００２年 Ｚ ｔ Ｌａｋ 上升趋势显著（ｐ＜０．００１）；图 ５（ｂ）中，
Ｌａｋ
Ｌａｋ
变点前后湖区低水烈度 Ｉ ，上涨幅度 ３６．９％，１９５６—２００２年 Ｉ 下降趋势显著（ｐ＜０．０１）；图 ５（ｃ）
ｔ
ｔ
中，变点前后湖区低水天数 Ｄ Ｌａｋ 上涨幅度 ２６．６％；１９５６—２００２年 Ｄ Ｌａｋ 下降趋势显著（ｐ＜０．０５）。综上，
ｔ ｔ
相较于 １９５６—２００２年，在后三峡时期，鄱阳湖枯水情势呈现加剧趋势，整体上最低水位偏低，低水
烈度和低水天数大幅增加，后三峡时期序列内部无显著趋势。
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