許炯心

中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所, 中國(guó)科學(xué)院陸地水循環(huán)及地表過程重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室， 北京 100101

黃河中游綠水系數(shù)變化及其生態(tài)環(huán)境意義

許炯心*

中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所, 中國(guó)科學(xué)院陸地水循環(huán)及地表過程重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室， 北京 100101

綠水和藍(lán)水的概念和理論對(duì)于半干旱、半濕潤(rùn)區(qū)水資源的評(píng)價(jià)和管理有重要意義。引入流域尺度上綠水系數(shù)指標(biāo)，定義為某一流域內(nèi)由降水到綠水的轉(zhuǎn)換系數(shù)。研究發(fā)現(xiàn)，1950—2011年間，黃河中游河口鎮(zhèn)至龍門區(qū)間(河龍區(qū)間)的綠水系數(shù)呈現(xiàn)增大的趨勢(shì)。除了氣溫、降水的影響外，水土保持是一個(gè)重要因素。水土保持措施減少了降雨到徑流(藍(lán)水)的轉(zhuǎn)化率，增大了降雨到綠水的轉(zhuǎn)化率。綠水系數(shù)的增大意味著坡面徑流減弱和河流徑流的減弱，從而減少了坡面侵蝕和流域產(chǎn)沙。同時(shí)，綠水系數(shù)的增大意味著植被蒸騰作用的增強(qiáng)，說(shuō)明植被對(duì)地表的保護(hù)作用增強(qiáng)，這也會(huì)導(dǎo)致坡面侵蝕的減弱。河龍區(qū)間產(chǎn)沙量與流域綠水系數(shù)之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，產(chǎn)沙量變化的53.7%可以用流域綠水系數(shù)的變化來(lái)解釋。水土保持實(shí)施后，梯田和壩地使得生產(chǎn)性綠水系數(shù)增大，從而增加了糧食產(chǎn)量。梯田、壩地面積與綠水系數(shù)和糧食產(chǎn)量之間都存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，糧食產(chǎn)量與綠水系數(shù)之間也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。綠水系數(shù)具有流域生態(tài)環(huán)境質(zhì)量變化的指示意義，在年降水可比的情況下，流域綠水系數(shù)的減小意味著集水區(qū)生態(tài)環(huán)境環(huán)境質(zhì)量降低，流域綠水系數(shù)的增大意味著集水區(qū)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量提高。依照綠水系數(shù)的變化，可以將近60余年來(lái)河龍區(qū)間生態(tài)環(huán)境的變化過程劃分為3個(gè)階段。

綠水；綠水系數(shù)；氣候變化；人類活動(dòng)；黃河中游

為了更好地進(jìn)行半干旱、半濕潤(rùn)區(qū)農(nóng)業(yè)水資源的評(píng)價(jià)，F(xiàn)alkenmark等于1995年提出綠水和藍(lán)水的概念。藍(lán)水是指儲(chǔ)存在河流、湖泊以及含水層中的水,而綠水是指直接來(lái)源于降水并用于蒸散的水[1]。此后，綠水的研究在世界上受到重視。綠水可以被定義為蒸散流,是流向大氣圈的水汽流,包括灌溉農(nóng)田、濕地、水面和自然植被等不同地表的蒸散發(fā)產(chǎn)生的水汽流[2-3]，也可以被定義為具體的資源,即綠水是源于降水、存儲(chǔ)于土壤并被植被蒸散發(fā)消耗的水資源,某一地區(qū)在一段時(shí)間內(nèi)能夠獲得的總的綠水資源量等于該時(shí)期內(nèi)蒸散發(fā)累計(jì)量[4-5]。上述理論的提出，豐富了水資源的內(nèi)涵，為更加科學(xué)地進(jìn)行水資源管理提供了理論依據(jù)。基于這一理論，水資源的管理應(yīng)分為藍(lán)水管理和綠水管理。研究表明，從水循環(huán)的角度分析,全球尺度上總降水的65%通過森林、草地、濕地和雨養(yǎng)農(nóng)田的蒸散返回到大氣中,成為綠水,僅有35%的降水儲(chǔ)存于河流、湖泊以及含水層中,成為藍(lán)水[5]。綠水可分為兩個(gè)分量：一部分為植物蒸騰量，與陸地生態(tài)系統(tǒng)中的生物量生產(chǎn)密切相關(guān)，可稱為生產(chǎn)性綠水；另一部分為陸面蒸發(fā)量，可稱為非生產(chǎn)性藍(lán)水[6]。國(guó)際上對(duì)于綠水的研究，已取得很多成果[5- 10]。近年來(lái)，劉昌明、程國(guó)棟等在我國(guó)倡導(dǎo)展開綠水的研究[11-12]。從某種意義上說(shuō)，傳統(tǒng)的水資源管理屬于藍(lán)水管理，目前亟待加強(qiáng)對(duì)于綠水的管理。這對(duì)于提高我國(guó)水資源管理水平具有重要意義。綠水、藍(lán)水的概念引入我國(guó)之后，已產(chǎn)生了一些研究成果[13- 15]，但尚待展開深入的研究。

已有研究大部分集中于農(nóng)田尺度。為了進(jìn)行流域綠水管理，必須在流域尺度上深入研究綠水形成的機(jī)理，研究降水-綠水的轉(zhuǎn)化率的變化如何受到自然與人為因素的影響。流域系統(tǒng)既是一個(gè)水文地貌系統(tǒng)，又是一個(gè)生態(tài)系統(tǒng)。目前國(guó)內(nèi)外研究者對(duì)于綠水在水文學(xué)和水資源管理上的意義進(jìn)行了比較充分的研究，但對(duì)于其在流域尺度上生態(tài)意義的揭示還較少。近60余年黃河中游河口鎮(zhèn)至龍門區(qū)間流域綠水系數(shù)有明顯的減小趨勢(shì)，并從氣候變化和人類活動(dòng)的影響揭示了減小的原因[16]。本文是已有工作[16]的延伸，將在前文研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討綠水系數(shù)增大的生態(tài)環(huán)境意義及其在流域水資源管理和水土流失治理效益評(píng)價(jià)中的應(yīng)用意義。其目的是深化對(duì)于綠水系數(shù)科學(xué)內(nèi)涵的認(rèn)識(shí)，為更科學(xué)、更確切地評(píng)價(jià)水土保持效益和更好地開展流域水資源管理和水土保持規(guī)劃提供新的知識(shí)。

1 研究區(qū)概況

黃河中游河口鎮(zhèn)至龍門區(qū)間(以下簡(jiǎn)稱河龍區(qū)間)(圖1)是黃土高原的主體。屬中溫帶和暖溫帶半干旱區(qū)，自然植被類型區(qū)為溫帶干草原和暖溫帶森林草原。年降水量為350—450mm，多以暴雨形式集中下落，降雨侵蝕力較強(qiáng)。地表物質(zhì)主要為黃土，黃土層深厚，滲透性強(qiáng)，雨季入滲的雨水只有一小部分補(bǔ)給到地下水中，其余部分在旱季中就地蒸發(fā)，因而徑流系數(shù)較低，徑流深度較小。黃河在河口鎮(zhèn)流入該區(qū)，在龍門流出該區(qū)，河龍區(qū)間的流域面積為112000km2。按照1950—1999年間的統(tǒng)計(jì)，河口鎮(zhèn)水文站和龍門水文站的多年平均實(shí)測(cè)徑流量分別229.1×108m3和283.3×108m3，河龍區(qū)間產(chǎn)生的徑流量為54.2×108m3。該區(qū)產(chǎn)流量占花園口以上流域產(chǎn)流量的13.9%。河龍區(qū)間是黃河中游多沙粗沙區(qū)的主體，位于黃土高原丘陵溝壑區(qū)，黃土層厚度大，溝谷密度大、切割深，侵蝕強(qiáng)烈，是黃河泥沙特別是粗泥沙的主要來(lái)源區(qū)。由于黃土層深厚，滲透性強(qiáng)，故徑流深度較小，對(duì)黃河徑流量的貢獻(xiàn)相對(duì)較小。該區(qū)的面積只占花園口站以上流域面積的18.4%，年產(chǎn)流量占花園口以上流域產(chǎn)流量的14.9%，年產(chǎn)沙量卻占花園口以上年產(chǎn)沙量的55.8%[17]。本區(qū)是黃河流域水土流失重點(diǎn)治理區(qū)，從20世紀(jì)60年代以來(lái)梯田、林草和淤地壩措施的大規(guī)模實(shí)施以及1998年以后退耕還林(草)的開展，使流域下墊面特性發(fā)生了很大的變化。與此同時(shí)，氣溫升高，降水量減少，蒸發(fā)特性改變，使得流域產(chǎn)流特性發(fā)生了很大的變化，進(jìn)而導(dǎo)致了綠水、藍(lán)水關(guān)系的變化。由于特殊的自然地理?xiàng)l件，該地區(qū)的產(chǎn)流過程對(duì)于環(huán)境因素的變化十分敏感，是研究水文過程對(duì)氣候變化和人類活動(dòng)響應(yīng)的理想地區(qū)。

圖1 黃河流域示意圖Fig.1 A map of the Yellow River basin

2 研究方法

如前所述，綠水包括生產(chǎn)性綠水(指被蒸騰量)和非生產(chǎn)性綠水(陸面蒸發(fā)量)。其中，生產(chǎn)性綠水對(duì)于水資源管理有更為重要的意義。然而，目前在廣大流域面積上對(duì)于植被蒸騰量的觀測(cè)資料很少，不足以進(jìn)行深入研究。因此，本文研究包括蒸騰量和蒸發(fā)量在內(nèi)的廣義綠水。按水量平衡方程：

降水量=蒸騰蒸發(fā)量+徑流量+蓄水變量

(1)

在較長(zhǎng)的時(shí)間尺度上，流域中的蓄水變量可以忽略。降水量轉(zhuǎn)化為徑流量和蒸散發(fā)量，前者為藍(lán)水，后者為綠水。由此可寫出：

降水量=蒸騰蒸發(fā)量+徑流量=藍(lán)水量+綠水量

(2)

引入流域尺度上綠水系數(shù)(Cgw)的指標(biāo)，定義為從降水到綠水的轉(zhuǎn)化率，即綠水量與降水量之比。因此，

綠水系數(shù)=綠水量/降水量=(降水量-藍(lán)水量)/降水量=(降水量-徑流量)/降水量

(3)

必須指出，在用上式研究綠水系數(shù)時(shí)，應(yīng)該采用天然徑流量而不是實(shí)測(cè)徑流量，因?yàn)槿祟愃玫乃繉儆谒{(lán)水，引水導(dǎo)致實(shí)測(cè)徑流量及藍(lán)水減小，對(duì)于這一部分必須進(jìn)行還原計(jì)算。因此：

綠水系數(shù)=綠水量/降水量 =(降水量-天然徑流量)/降水量

(4)

本文在年尺度上研究綠水系數(shù)。應(yīng)該指出，在年尺度上水庫(kù)對(duì)徑流的調(diào)蓄是一種重要的蓄水變量，不宜忽略。在進(jìn)行年天然徑流還原計(jì)算時(shí)，已扣除了水庫(kù)蓄水變量。流域土壤的調(diào)蓄量對(duì)于水量平衡也有一定影響，但目前尚難以得到長(zhǎng)系列、大尺度的歷年土壤蓄水變量的資料。作為近似，本文暫時(shí)忽略了這一因素。

本文采用統(tǒng)計(jì)方法與時(shí)間序列分析方法，研究綠水系數(shù)的變化及其與影響因素的關(guān)系，揭示綠水系數(shù)變化所包含的生態(tài)環(huán)境意義。同時(shí)還采用Mann-Kendall方法研究了綠水系數(shù)的變化趨勢(shì)。Mann-KendallU值隨時(shí)間的變化反映變量變化趨勢(shì)的改變，可以用來(lái)探測(cè)由增到減(或由減到增)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)與突變點(diǎn)[18]。

3 資料來(lái)源

河口鎮(zhèn)至龍門區(qū)間的年徑流量由龍門站的年徑流量減去河口鎮(zhèn)站的年徑流量而得到，時(shí)間系列為1950年至20011年。所依據(jù)的徑流資料來(lái)自河口鎮(zhèn)水文站和龍門水文站。水文站實(shí)測(cè)的徑流量(Qwm)，并不代表流域?qū)嶋H產(chǎn)生的徑流量即天然徑流量。黃河水利委員會(huì)有關(guān)部門統(tǒng)計(jì)出了不同年份某一站點(diǎn)以上流域中的灌溉引水量、工業(yè)及城鎮(zhèn)用水量、水庫(kù)調(diào)蓄量，并對(duì)人類引水后回歸到河道中的水量進(jìn)行了估算，求出了歷年全流域的人類凈引水量Qw,div，計(jì)算出了天然徑流量(Qwn)：Qwn=Qwm-Qw,div+ΔSr。由此，可得到：

Qwn，H-L=Qwm,H-L+Qw,div,H-L=Qwm,L-Qwm,H+Qw,div,H-L

(5)

式中，Qwn，H-L為河龍區(qū)間天然徑流量，Qwm,H-L為河龍區(qū)間實(shí)測(cè)徑流量，Qwm,L為龍門站實(shí)測(cè)徑流量，Qwm,H為河口鎮(zhèn)站實(shí)測(cè)徑流量，ΔSr為水庫(kù)調(diào)蓄量，Qw,div,H-L為河龍區(qū)間人類凈引水量。以上均按年系列計(jì)算。河龍區(qū)間的綠水系數(shù)Cgw由下式計(jì)算：

Cgw=Qwn,H-L/(AH-L×PH-L)

(6)

式中，Qwn,H-L為河龍區(qū)間天然年徑流量(108m3/a)，AH-L為河龍區(qū)間的流域面積(km2)，PH-L為河龍區(qū)間的面平均年降水量(mm)。河龍區(qū)間年降水量、天然徑流量、凈引水量的資料來(lái)自歷年《黃河水資源公報(bào)》；各項(xiàng)水土保持面積的資料來(lái)自黃河水利科學(xué)研究院；氣溫資料來(lái)自中國(guó)氣象局。由于河龍區(qū)間的干流河道位于陜西、山西間的峽谷中，河段沖淤量很少，可以忽略，河龍區(qū)間的年產(chǎn)沙量按龍門站的年輸沙量減去河口鎮(zhèn)(頭道拐)站的年輸沙量來(lái)計(jì)算，兩站年輸沙量的資料來(lái)自歷年《黃河泥沙公報(bào)》。實(shí)測(cè)徑流量、輸沙量和氣象資料在觀測(cè)時(shí)嚴(yán)格遵照國(guó)家技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，并進(jìn)行了精度檢驗(yàn)；水土保持面積在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行了抽樣核實(shí)，具有一定的準(zhǔn)確性。文中還利用了陜西、山西兩省歷年糧食產(chǎn)量的數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒[19]；利用了山西、陜西兩省2000—2006年間退耕及封禁治理面積的資料，數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒[19]和黃河年鑒[20]。

4 結(jié)果與分析

4.1 綠水系數(shù)和影響因素的時(shí)間變化趨勢(shì)

流域綠水系數(shù)與氣候因素(如降水量和氣溫)和人類活動(dòng)因素(如各種水土保持措施)有密切的關(guān)系。圖2點(diǎn)繪了河龍區(qū)間綠水系數(shù)隨時(shí)間的變化。圖中顯示，綠水系數(shù)呈現(xiàn)增大的趨勢(shì)，與時(shí)間(年份)的決定系數(shù)R2=0.5276，顯著性概率P<0.001。圖2還點(diǎn)繪了河龍區(qū)間流域因素如年降水量和年平均氣溫以及梯田面積、造林面積、種草面積和壩地面積等隨時(shí)間的變化。梯田、造林、種草和壩地面積均表現(xiàn)出顯著的增大趨勢(shì)，R2分別為0.9801、0.9114、0.7598和0.8515，顯著性概率P<0.001。年降水量略有減小的趨勢(shì)，R2為0.061 (P=0.064,P<0.10)；年平均氣溫呈現(xiàn)顯著的增大趨勢(shì)，R2為0.4522(P<0.001)。在先前的研究中對(duì)于河龍區(qū)間綠水系數(shù)增大的原因進(jìn)行了較深入的研究[16]，表明綠水系數(shù)的增大與夏季風(fēng)強(qiáng)度減弱、降水量減小、年均氣溫升高和水土保持面積增大有密切的相關(guān)關(guān)系。建立了綠水系數(shù)(Cgw)與水土保持措施總面積(Asw)、5a滑動(dòng)平均年降水量(Pm,5m)和年平均氣溫(Tm,5m)之間的多元線性回歸方程，在此基礎(chǔ)上估算出Asw、Pm,5m、Tm,5m對(duì)Cgw的貢獻(xiàn)率分別為51%, 37% 和 12%。本文進(jìn)一步揭示綠水系數(shù)增大的生態(tài)環(huán)境意義。

圖2 河龍區(qū)間綠水系數(shù)(1950—2011年)和影響因素(1950—2006 年)及隨時(shí)間的變化Fig.2 Temporal variations in green water coefficient from 1950 to 2011 and in the influencing factors (1950—2006) including annual precipitation, temperature and the areas of 4 types of soil and water conservation measures

4.2 綠水系數(shù)與流域侵蝕產(chǎn)沙的關(guān)系

從實(shí)質(zhì)上說(shuō)，水土保持措施的作用是對(duì)于地表徑流進(jìn)行調(diào)節(jié)。這種調(diào)節(jié)包括兩個(gè)方面。一是對(duì)于降雨-徑流轉(zhuǎn)換率即地表徑流系數(shù)的調(diào)節(jié)。梯田、造林種草等水土保持措施會(huì)增加降雨入滲，增加土壤水，減少地表徑流。由于黃土高原黃土層厚度很大，地下水埋藏很深，入滲的雨水量經(jīng)由土壤水和地下水最終轉(zhuǎn)化為河流基流的比例不大，最后大部分都消耗于蒸發(fā)與蒸騰作用，重新回到大氣，即轉(zhuǎn)化為綠水。因此，水土保持會(huì)顯著地增大綠水系數(shù)。二是對(duì)于徑流的影響。坡地改為水平梯田或緩坡梯田之后，地表坡度大大減??；林草植被則增大了坡面地表的糙率系數(shù)，這兩方面的作用都會(huì)減慢坡面流的流速、延長(zhǎng)其歷時(shí)，從而增加徑流運(yùn)動(dòng)過程中的下滲量。淤地壩以及前期淤成的壩地大量攔蓄來(lái)自溝道流域的洪水徑流，這些徑流大部分都滲入土壤之中，轉(zhuǎn)化為土壤水，最后消耗于蒸散發(fā)而成為綠水。因此，水土保持措施對(duì)于徑流的調(diào)節(jié)，最后會(huì)表現(xiàn)為增大綠水系數(shù)[16]。圖3中點(diǎn)繪的綠水系數(shù)與各項(xiàng)水土保持措施面積的關(guān)系，證明了這一點(diǎn)。圖中的R2表明，梯田面積、造林面積、種草面積和淤地壩造地面積等變量可以解釋綠水系數(shù)變化的39.5%—49.1%。

圖3 河龍區(qū)間水土保持措施面積與綠水系數(shù)之間的關(guān)系Fig.3 Relationship between green water coefficient and the area of soil and water conservation measures

從本質(zhì)上說(shuō)，水土保持措施減少了降雨到徑流(藍(lán)水)的轉(zhuǎn)化率，增大了降雨到綠水的轉(zhuǎn)化率。綠水系數(shù)的減小意味著坡面徑流減弱，河流徑流也減弱，前者可以減少坡面侵蝕，后者則可以減少河道侵蝕。同時(shí)，綠水系數(shù)的增大意味著植被蒸騰作用的增強(qiáng)，說(shuō)明植被對(duì)地表的保護(hù)作用增強(qiáng)，這也會(huì)導(dǎo)致坡面侵蝕的減弱。因此，河流的產(chǎn)沙量與綠水系數(shù)之間存在密切的關(guān)系。圖4顯示，河龍區(qū)間產(chǎn)沙量與綠水系數(shù)之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(R2=0.5372，P<0.001)，意味著河龍區(qū)間產(chǎn)沙量變化的53.7%可以用綠水系數(shù)的變化來(lái)解釋。圖4中對(duì)于二者的時(shí)間變化進(jìn)行了比較。圖中顯示，前者具有減小趨勢(shì)，后者則有增大趨勢(shì)。由于河龍區(qū)間降水存在3—5a的波動(dòng)，年產(chǎn)沙量與綠水系數(shù)也有3—5a的波動(dòng)。為了更好的體現(xiàn)出變化的趨勢(shì)，計(jì)算出年產(chǎn)沙量與綠水系數(shù)的5a滑動(dòng)平均值，其變化曲線也繪在圖中。可以看到，兩條曲線具有很好的鏡像關(guān)系。產(chǎn)沙量的5a滑動(dòng)平均值與綠水系數(shù)的5a滑動(dòng)平均值具有很強(qiáng)的負(fù)相關(guān)，R2=0.8266，比圖4的R2=0.5372要高得多。這一現(xiàn)象表明，植被通過對(duì)增大綠水系數(shù)來(lái)影響侵蝕產(chǎn)沙，具有一定的時(shí)間尺度效應(yīng)。在較長(zhǎng)的時(shí)間(例如5a)尺度上，如果綠水系數(shù)有增大趨勢(shì)，則意味著植被狀況持續(xù)改善，植被的抗蝕力也會(huì)持續(xù)增加，從而使侵蝕產(chǎn)沙量穩(wěn)定地減少。因此，在較長(zhǎng)的時(shí)間尺度上(例如5a)綠水系數(shù)的變化對(duì)于產(chǎn)沙量變化的解釋能力要比年尺度關(guān)系的解釋能力強(qiáng)得多。

圖4 河龍區(qū)間年產(chǎn)沙量與綠水系數(shù)之間的關(guān)系Fig.4 Relationships between the annual green water coefficient and sediment yield in the Hekouzhen-Longmen drainage area

4.3 綠水系數(shù)增大在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的意義

黃河流域綠水系數(shù)的增大意味著生產(chǎn)性綠水系數(shù)的增大。因此，在綠水系數(shù)增大的同時(shí)，植被覆蓋度和糧食產(chǎn)量均增大。由于梯田與坡耕地相比，降雨入滲量大大增加；壩地?cái)r蓄的洪水，大部分最后都滲入地下，因此梯田和壩地土壤的含水率要大大高于坡耕地。據(jù)黃河水利委員會(huì)綏德水土保持試驗(yàn)站實(shí)測(cè)資料，坡地、梯田、壩地土壤含水率分別為9.47%、10.72%和17.61%，梯田和壩地分別是是坡地的1.13倍和1.86倍[21]。在其他條件可比時(shí)，這是梯田和壩地的糧食產(chǎn)量要大大高于坡耕地的原因。據(jù)黃土高原典型調(diào)查資料，壩地糧食產(chǎn)量為3700—4500 kg/hm2，高的可達(dá)7500 kg以上，是坡耕地的4—6倍、梯田的2—3倍，梯田每公頃產(chǎn)量則為坡耕地的2倍以上。據(jù)綏德水土保持試驗(yàn)站對(duì)王茂溝1960—1996年37年間的觀測(cè)，壩地、水平梯田、坡耕地年均糧食產(chǎn)量分別為每公頃4750、1606和566 kg，即壩地、水平梯田分別為坡耕地的8.39倍和2.83倍[21]。農(nóng)作物耗水量體現(xiàn)為蒸騰作用，是流域綠水量的重要組成部分。在其他條件可比時(shí)，單位面積糧食產(chǎn)量越高，農(nóng)作物的耗水量越大，梯田和壩地糧食的增產(chǎn)意味著綠水系數(shù)的增大。河龍區(qū)間流域絕大部分位于山西和陜西兩省，以這兩省的糧食產(chǎn)量的相對(duì)變化來(lái)近似反映河龍區(qū)間糧食產(chǎn)量的相對(duì)變化。以實(shí)施水土保持以前的20世紀(jì)50年代平均糧食產(chǎn)量作為基準(zhǔn)，計(jì)算出歷年的產(chǎn)量與基準(zhǔn)產(chǎn)量之比值，稱為糧食產(chǎn)量指數(shù)。以歷年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，圖5中分別點(diǎn)繪了糧食產(chǎn)量指數(shù)與梯田面積與壩地面積的關(guān)系，表現(xiàn)出很強(qiáng)的正相關(guān)。圖5還顯示，糧食產(chǎn)量指數(shù)與河龍區(qū)間綠水系數(shù)也呈較顯著的正相關(guān)，說(shuō)明水土保持實(shí)施后，生產(chǎn)性綠水占降水的比率增大，這是糧食產(chǎn)量顯著提高的原因之一。

圖5 河龍區(qū)間糧食產(chǎn)量指數(shù)與梯田面積、壩地面積和綠水系數(shù)的關(guān)系(糧食產(chǎn)量數(shù)據(jù)來(lái)自文獻(xiàn)[20])Fig.5 Index of grain yield plotted against the area of terrace land, the area of the land created by check-dams and Cwg[20]

4.4 綠水系數(shù)對(duì)生態(tài)環(huán)境的指示意義

在蒸散發(fā)量中，蒸發(fā)量為非生產(chǎn)性綠水流，散發(fā)量(植物蒸騰量)為生產(chǎn)性綠水流[6]。其中，農(nóng)作物散發(fā)量是生產(chǎn)糧食所消耗的綠水，非農(nóng)作物植被的散發(fā)量則是維持生態(tài)系統(tǒng)的所消耗的綠水量，這兩部分綠水量都對(duì)生態(tài)環(huán)境有利。為了對(duì)這兩部分進(jìn)行區(qū)分，可以稱前一部分為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性綠水流，后一部分為生態(tài)性綠水流。因土壤蒸發(fā)而消耗的綠水量可以增加空氣的濕度，就廣義而言對(duì)于生態(tài)環(huán)境的維持也是有利的。因此，綠水流對(duì)于生態(tài)環(huán)境是有利的。從這一意義出發(fā)，可以將綠水系數(shù)作為衡量生態(tài)環(huán)境變化的指標(biāo)。在年降水可比的情況下，如果綠水系數(shù)減小，說(shuō)明生態(tài)系統(tǒng)中以徑流的方式流失的水量即藍(lán)水的比率增大，用于其自身維持的水量(即綠水)的比率減小，在這一過程中與徑流流失相伴隨的物質(zhì)流失(土壤顆粒、土壤有機(jī)質(zhì)和營(yíng)養(yǎng)元素)也增加。可以認(rèn)為，這會(huì)導(dǎo)致生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的下降。反之，綠水系數(shù)增大，則說(shuō)明生態(tài)系統(tǒng)中以徑流的方式流失的水量即藍(lán)水的比率減小(由此導(dǎo)致物質(zhì)流失減少)、綠水的比率增大(這意味著生態(tài)系統(tǒng)的生產(chǎn)力提高)，可以認(rèn)為生態(tài)環(huán)境趨于好轉(zhuǎn)。從這一思路出發(fā)，可以評(píng)價(jià)黃河中游河口鎮(zhèn)至龍門區(qū)間的綠水系數(shù)的變化及其生態(tài)環(huán)境意義。

采用Mann-Kendall方法研究了綠水系數(shù)的變化趨勢(shì)，探測(cè)了變化過程中的轉(zhuǎn)折點(diǎn)。圖6點(diǎn)繪了河龍區(qū)間綠水系數(shù)的Mann-KendallU值隨時(shí)間的變化。從圖中可以看到，U值變化曲線有兩個(gè)明顯的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，發(fā)生于1970年和1999年；1990年還有一個(gè)次一級(jí)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)?？梢詫?950—2011年間河龍區(qū)間綠水系數(shù)的變化分為4個(gè)階段：(1)階段Ⅰ(1950—1969年)：綠水系數(shù)呈減小趨勢(shì)。這一階段中，水土保持措施尚未生效，人類對(duì)環(huán)境的破壞大于治理，流域水分流失相對(duì)嚴(yán)重，因而綠水系數(shù)減小。與水分流失相伴隨的土壤流失與土壤養(yǎng)分流失均較嚴(yán)重，這意味著生態(tài)環(huán)境的質(zhì)量下降；(2)階段Ⅱ(1970—1998年)：綠水系數(shù)在波動(dòng)中呈增大趨勢(shì)。水土保持措施生效，流域水分流失大大減少，與水分流失相伴隨的土壤流失與土壤養(yǎng)分流失也大大減少，這意味著生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的提高。這一階段又可細(xì)分為兩個(gè)時(shí)段。1970—1989年(Ⅱa)，水土保持的生效使得綠水系數(shù)增大。然而，1990—1998年(Ⅱb)，淤地壩的攔沙效應(yīng)明顯衰減。河龍區(qū)間的淤地壩，絕大部分是20世紀(jì)70年代修建的，80年代以后淤地壩修建量大為減少，而淤地壩的攔沙壽命為10—20a，70年代修建的淤地壩與攔沙庫(kù)到這一時(shí)期已大部失效[22]，因此流域水分流失增加，綠水系數(shù)減??；(3)階段Ⅲ(1999—2011年)：綠水系數(shù)迅速增大。這一階段中，除了原有的梯田、林草和淤地壩措施得到加強(qiáng)外，大面積退耕還林還草和以自然封禁為主的生態(tài)恢復(fù)也在這一地區(qū)廣泛開展，據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒資料[19]，山西、陜西兩省2000—2006年間累積退耕耕地面積達(dá)300.4萬(wàn)hm2；據(jù)黃河年鑒資料[20]，河龍區(qū)間1996—2005年間累積封禁治理133.2萬(wàn)hm2，這使得植被進(jìn)一步改善，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量進(jìn)一步提高。

圖6 河龍區(qū)間綠水系數(shù)的Mann-Kendall U值、綠水系數(shù)距平及累積距平隨時(shí)間的變化Fig.6 Temporal variations in Mann-Kendall U of Cgw, the departure of Cgw to the average and the cumulative departure of Cgw to the average

為了對(duì)于圖6中的變化階段作進(jìn)一步論證，在圖6中分別點(diǎn)繪了綠水系數(shù)的距平百分?jǐn)?shù)及其累積值的變化?？梢钥吹剑?950—1970年間，綠水系數(shù)距平百分?jǐn)?shù)以負(fù)值為主，21a中正值只出現(xiàn)了1次；1971—1999年間，綠水系數(shù)有所增大，28a中距平百分?jǐn)?shù)正值出現(xiàn)了16次，負(fù)值出現(xiàn)了12次；2000—2011年間，綠水系數(shù)距平百分?jǐn)?shù)進(jìn)一步增大，11a中正值出現(xiàn)了10次，負(fù)值只出現(xiàn)了1次。綠水系數(shù)累積距平百分比曲線則顯示出完全相似的階段性，在1970年和1999年分別出現(xiàn)兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，將整個(gè)變化過程分為3個(gè)階段。1950—1970年，綠水系數(shù)累積距平百分?jǐn)?shù)減?。?971—1999年在總體上緩慢增大，但可以以1990年為界劃分為兩個(gè)次一級(jí)的階段，1970—1989年增大，1990—1999年減?。?000—2011年，綠水系數(shù)累積距平百分?jǐn)?shù)呈現(xiàn)加速增大的趨勢(shì)。

5 關(guān)于綠水系數(shù)應(yīng)用意義的討論

本文所揭示的黃河中游綠水系數(shù)變化的生態(tài)環(huán)境意義，有助于更全面地評(píng)價(jià)水土保持的水資源效應(yīng)，從而為流域水資源的管理提供新的認(rèn)識(shí)。這體現(xiàn)在4個(gè)方面：第一，綠水系數(shù)的增大意味著綠水(蒸發(fā)蒸騰量)在降水中所占比例的增大。蒸騰量比率的增大表明植物消耗水量的增加，即林草植被和農(nóng)作物耗水的增加。前者屬于生態(tài)耗水量，對(duì)于生態(tài)環(huán)境的改善有利；后者是糧食等農(nóng)作物生產(chǎn)的耗水量，有益于社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。第二，綠水系數(shù)和天然徑流系數(shù)之和是一個(gè)常數(shù)，二者互為消長(zhǎng)。水土保持措施的生效是這些措施對(duì)于徑流進(jìn)行調(diào)節(jié)的結(jié)果，梯田、林草、淤地壩的減沙效益來(lái)自減水效應(yīng)。與這種減水效應(yīng)相伴隨的是土壤水資源的增加和生態(tài)性、生產(chǎn)性綠水資源的增加。因此，水土保持在減少了下游的河川徑流資源的同時(shí)，增加了流域中的土壤水和生態(tài)性、生產(chǎn)性綠水資源。第三，水土保持的水資源效應(yīng)的含義應(yīng)包括藍(lán)水和綠水在內(nèi)。水土保持對(duì)藍(lán)水資源的影響體現(xiàn)為對(duì)徑流的影響，是一種異地(off-site)或下游效應(yīng)，一般表現(xiàn)為減少年徑流。水土保持對(duì)綠水資源的影響則體現(xiàn)為對(duì)土壤水資源的影響，是一種當(dāng)?shù)?in-site)效應(yīng)。綠水系數(shù)的增大意味著當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)耗水量和農(nóng)作物耗水量的增大，這兩部分耗水量是綠水資源的消耗量，是由土壤水資源轉(zhuǎn)化而來(lái)的。下游河川徑流的減少不一定意味著水資源的凈減少；徑流資源的減少是以土壤水資源(或生態(tài)性、生產(chǎn)性綠水資源)的增加為補(bǔ)償?shù)模m不利于下游河道，但有利于實(shí)施水土保持的小尺度、中尺度流域。水土保持的水資源效應(yīng)包括兩部分，即減少藍(lán)水和增加生產(chǎn)性、生態(tài)性綠水，不能只看到前一方面而忽略了后一方面。第四，水土保持的水資源效應(yīng)該是藍(lán)水減少量與生產(chǎn)性、生態(tài)性綠水增加量的代數(shù)和。對(duì)于水保措施的水資源效應(yīng)的評(píng)價(jià)必須從包含土壤水和生態(tài)生產(chǎn)性綠水資源在內(nèi)的廣義水資源的概念出發(fā)，才能得到全面、正確的認(rèn)識(shí)。在廣義水資源的管理規(guī)劃中如何科學(xué)地確定河川徑流資源和生態(tài)生產(chǎn)性綠水資源之間的合理比例，在理論和實(shí)踐上都有重要意義。

6 結(jié)論

(1)本文以大量實(shí)測(cè)資料為基礎(chǔ)，研究了黃河中游河龍區(qū)間綠水系數(shù)的變化及其影響因素，發(fā)現(xiàn)該地區(qū)綠水系數(shù)呈現(xiàn)增大的趨勢(shì)。

(2)系統(tǒng)地研究了水土保持措施與綠水系數(shù)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)水土保持措施的大規(guī)模實(shí)施是導(dǎo)致綠水系數(shù)增大的重要因素，梯田面積、造林面積、種草面積和淤地壩造地面積等變量可以解釋綠水系數(shù)變化的39.5%—49.1%。

(3)首次發(fā)現(xiàn)河龍區(qū)間產(chǎn)沙量與綠水系數(shù)之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，綠水系數(shù)的變化可以解釋產(chǎn)沙量變化的53.7%；梯田、壩地面積與綠水系數(shù)和糧食產(chǎn)量之間都存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，糧食產(chǎn)量與綠水系數(shù)之間也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；水土保持的實(shí)施通過增大梯田和壩地生產(chǎn)性綠水系數(shù)，增加了糧食產(chǎn)量。

(4)綠水系數(shù)具有生態(tài)環(huán)境指示意義，可以作為評(píng)價(jià)流域生態(tài)環(huán)境變化的指標(biāo)之一。在年降水可比的情況下綠水系數(shù)的減小意味著生態(tài)環(huán)境環(huán)境質(zhì)量降低，綠水系數(shù)的增大意味著生態(tài)環(huán)境質(zhì)量提高。綠水系數(shù)對(duì)于廣義的流域水資源評(píng)價(jià)和水土保持措施水資源效應(yīng)的確切評(píng)價(jià)，都有重要的應(yīng)用意義。

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Increasing trend of green water coefficient in the middle Yellow River basin and the eco-environmental implications

XU Jiongxin*

InstituteofGeographicSciencesandNaturalResourcesResearch,KeyLaboratoryforWaterCycleandRelatedLandSurfaceProcesses,ChineseAcademyofSciences,Beijing100101,China

The concept and theory of green and blue waters are important for water resources assessment and management, especially in semi-arid and sub-humid zones. Most previous studies have been at farm-field scales; to better manage green water at drainage-basin scales, it is important to study how the transformation of precipitation to green water is influenced by climate and human activity. An index of the green water coefficient (Cgw) at the drainage-basin scale is adopted in the present study, defined as the ratio of the annual amount of green water to the annual precipitation within a drainage basin. Based on hydrological and meteorological data from the Yellow River basin and using statistical methods, we analyzed the temporal variation ofCgwin relation to climate change and human activity. During 1950—2011, theCgwover the Hekouzhen-Longmen drainage basin showed an increasing trend. Apart from changes in air temperature and precipitation, the implementation of large-scale soil and water conservation measures is an important factor. Soil and water conservation measures reduce the transformation rate from precipitation to runoff (blue water) and increase the transformation rate from precipitation to green water. The increase in the green water coefficient implies a weakening of runoff on hill slopes and flows in the river, thus reducing soil erosion and sediment yield. On the other hand, the increased green water also indicates higher transpiration by the improved vegetation, and the latter may increase the vegetation′s protection of land surfaces against erosion, also reducing sediment yield. The sediment yield (Qs) over the Hekouzhen-Longmen drainage area has negatively correlated withCgw(R2=0.53), indicating that 53% of the decrease inQscan be explained by the increase inCgw. After the implementation of soil and water conservation measures, the increased terracing land and the land created by check-dams increased the productive green water, increasing grain yield. We found that grain yield was positively correlated withCgwand with the areas of terrace land and the land created by check-dams. The increased proportion of productive green water was an important factor for the increased grain yields. The green water coefficient may be used as an indicator of the environmental quality of a drainage basin. At the same precipitation, an increasedCgwmeans that the environmental quality has improved, and vice versa. According to the variation inCgw, the changes in the environmental quality of the Hekouzhen-Longmen drainage area has been be divided into three stages. In Stage 1 (1950—1969),Cgwshowed a decreasing trend, meaning that the environmental quality was lowered due to serious soil and water losses. In Stage 2,Cgwshowed an increasing trend, meaning that the environmental quality improved due to the large-scale practice of soil and water conservation measures. In Stage 3,Cgwincreased more rapidly, indicating that the environmental quality was further improved due to the large-scale ecological restoration focused on “returning farmland to forests (and grasses)”. Therefore, the application of the green water coefficient is useful for the assessment of generalized water resources at the drainage-basin scale and for a better understanding of the water-resource effect induced by soil and water conservation measures.

green water; green-water coefficient; climate change; human activity; the middle Yellow River

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(41371037, 41071016)

2014- 04- 04;

日期:2015- 04- 20

10.5846/stxb201404040646

*通訊作者Corresponding author.E-mail: xujx@igsnrr.ac.cn

許炯心.黃河中游綠水系數(shù)變化及其生態(tài)環(huán)境意義.生態(tài)學(xué)報(bào),2015,35(22):7298- 7307.

Xu J X.Increasing trend of green water coefficient in the middle Yellow River basin and the eco-environmental implications.Acta Ecologica Sinica,2015,35(22):7298- 7307.