李 凱，趙 沛，周潤田，王維邦，董國濤

（黑河水資源與生態(tài)保護研究中心，甘肅蘭州730030）

“生態(tài)系統(tǒng)健康”這一概念在20世紀70年代末首次出現(xiàn)［1］，是指一個生態(tài)系統(tǒng)所具有的穩(wěn)定性和可持續(xù)性［2］，同時也是濕地研究領域中的一個新概念，指系統(tǒng)內(nèi)的物質(zhì)循環(huán)和能量流動未受到損害，以及關鍵生態(tài)組分和有機組織保存完整并沒有疾?。?］。國外對濕地生態(tài)健康的研究較早，濕地健康評價體系比較完善［4］。國內(nèi)研究20世紀90年代才開始起步，最初主要是歸納國外理論和研究實例，如河口濱海濕地［5］、南四湖［6］、武漢市淺水湖［7］等典型生態(tài)系統(tǒng)健康評價；隨著對生態(tài)系統(tǒng)結構、功能理解不斷深入，我國學者認為濕地是一個自然-經(jīng)濟-社會復合生態(tài)系統(tǒng)，包括濕地生態(tài)特征、濕地功能和社會經(jīng)濟等3類指標［8］，并且逐步開展了考慮多因素生態(tài)系統(tǒng)健康評價等方面的研究，利用壓力-狀態(tài)-響應（PSR）模型構建健康評價指標體系就是其中的典型方法［9-13］。

東居延海位于內(nèi)蒙古自治區(qū)額濟納旗境內(nèi)，氣候干旱，濕地需水完全由黑河水補給，是以遏制土壤沙化、調(diào)節(jié)局部小氣候、保護生物多樣性為主要功能，兼以提供水質(zhì)凈化、休閑旅游等功能的濕地［14］，是額濟納綠洲生態(tài)系統(tǒng)最重要的支撐點。隨著氣候變化和流域工農(nóng)業(yè)用水增加，東居延海于1992年干涸［15］。自2000年實施黑河水資源統(tǒng)一調(diào)度，額濟納綠洲生態(tài)急劇惡化趨勢得到有效遏制，東居延海逐步恢復濕地功能，極大改善了土壤水分條件，促進了綠洲植被生長，局部地區(qū)林草覆蓋度逐年提高［16］。目前關于東居延海濕地的研究大多集中于濕地特征單一因素，如植被覆蓋度［17］、生態(tài)系統(tǒng)服務功能［18］、生態(tài)需水［19］等，對于東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康狀況方面的研究較少。因此，為了保護東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)、掌握其健康狀況，明晰黑河水量調(diào)度效果、實現(xiàn)水資源效益最大化，開展其健康程度評價研究具有重要意義。

1 研究區(qū)概況

東居延海是我國第二大內(nèi)陸河黑河的尾閭湖泊，位于內(nèi)蒙古高原西部、巴丹吉林沙漠西北邊緣、額濟納旗境內(nèi)沙漠戈壁腹地，地理坐標為東經(jīng) 101°12′—101°19′、北緯 42°10′—42°20′，屬極端大陸性氣候區(qū)，具有干旱少雨、蒸發(fā)量大、溫差大、風沙天氣發(fā)生頻繁等氣候特點，自然條件嚴酷，生態(tài)環(huán)境脆弱。年均降水量僅34.5 mm，且多集中在6—8月（占全年總量60%～70%）；年均水面蒸發(fā)量 1 444.0 mm［17］，為降水量的42倍。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

從生態(tài)系統(tǒng)組成、生態(tài)特征、經(jīng)濟社會的影響等方面篩選出13項指標，對東居延海生態(tài)系統(tǒng)健康狀況進行評價。鑒于部分數(shù)據(jù)不是長系列資料，因此以黑河開始實施統(tǒng)一水量調(diào)度時間（2000年8月）為基準，選擇1980年、1990年、2000年、2005年、2010年、2016年作為評價年份。PSR模型體系部分指標數(shù)據(jù)見表1。

表1 PSR模型體系部分指標數(shù)據(jù)

入湖水量：由于東居延海入湖水文巡測站設立于2003年，2000年以前入湖水量無法直接獲取，因此根據(jù)1997—2016年正義峽站與狼心山站（狼心山水文站建站時間為1997年）年徑流量進行線性擬合，計算得到1980年狼心山站來水量，同時查閱相關文獻獲取狼心山以下河道年蒸發(fā)、滲漏量，進而計算出1980年東居延海入湖水量；查閱相關文獻可得1990年入湖水量；1992—2002年東居延海處于干涸狀態(tài)，無入湖水量；2003年之后數(shù)據(jù)來源于東居延海入湖水文巡測站實測資料。

最大湖泊面積：1980年、1990年湖面面積通過查閱相關文獻獲取，再利用1980年1∶5萬水文地質(zhì)圖量算對照驗證；2000年東居延海干涸，湖面面積為0；2003年以后資料通過東居延海巡測站獲取，再通過遙感影像解譯對照驗證。

礦化度：2016年9月對東居延海湖水進行采樣測定。根據(jù)東居延海周圍地形地貌與植被生長狀況，設湖水采樣點10個、地下水采樣點10個。采樣操作過程嚴格按照《環(huán)境水質(zhì)檢測質(zhì)量保證手冊》進行。采用日本多參數(shù)水質(zhì)分析儀（U50，HORIBA）現(xiàn)場測定水樣，Na+、K+、Ca2+、Mg2+、、Cl-通過離子色譜儀（Dionex ICS3000）在實驗室測定，采用滴定法測定。其他年份資料［20-21］通過查閱文獻獲得。

鳥類種數(shù)、野生魚類種數(shù)：數(shù)據(jù)來源于前人研究文獻［22-27］、居延海濕地保護管理站以及新華網(wǎng)報道。

年均氣溫、年均風速：數(shù)據(jù)來源于額濟納旗氣象站。

年牲畜存欄數(shù)、年漁業(yè)產(chǎn)值、旅游收入：數(shù)據(jù)來源于1998年、2015年《額濟納旗志》、2016年《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》。

灌木林面積、蘆葦面積：由1980年MSS假彩色合成圖1景，1990年、2000年、2005年TM假彩色合成圖3景，2010年SPOT和ETM+假彩色合成圖2景，2016年ETM+假彩色合成圖1景等遙感影像解譯獲得。以上影像時相皆為7—9月，軌道號為134/31。

優(yōu)勢種高度：數(shù)據(jù)來源于2016年實地調(diào)研。

2.2 研究方法

按照整體性、可操作性、敏感性、生態(tài)脆弱性及主導因子等原則，選取PSR（壓力-狀態(tài)-響應）模型對東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康狀況進行評價。PSR模型最初由Tony Friend和David Rapport提出，用于分析人與自然生態(tài)系統(tǒng)中各種因素間的因果關系。目前，PSR模型被廣泛應用于區(qū)域環(huán)境、水文水資源及天然濕地等指標體系的研究中［28］。PSR模型求解步驟如下。

（1）評價指標體系構建。運用PSR模型，將篩選得到的13項指標分為壓力指標、狀態(tài)指標、響應指標3類，構建東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康評價指標體系（見圖 1）。

（2）數(shù)據(jù)標準化。對數(shù)據(jù)進行標準化處理，以便在多指標綜合評價中消除量綱對評價結果的影響。數(shù)據(jù)標準化要體現(xiàn)不同指標發(fā)展速度的差距，可以用不同指標標準化后的極差來反映：

式中：Yij為第i年評價對象j指標的標準化值；Xij為第i年評價對象j的指標值；Xj為評價對象j的指標序列；m為j指標的數(shù)量；n為選取的年數(shù)。

（3）權重確定。采用客觀賦值的變異系數(shù)法確定生態(tài)系統(tǒng)健康評價中的各指標權重，計算公式為

圖1 東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康評價指標體系

式中：Dj為j指標的權重系數(shù)；Vj為j指標的變異系數(shù)；σj為j指標的均方差；為j指標的均值。

（4）健康綜合評價值確定。根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)健康評價指標數(shù)據(jù)，可以判斷濕地生態(tài)系統(tǒng)健康狀況。采用評價對象的健康綜合評價值衡量濕地生態(tài)系統(tǒng)健康狀況，將每一項指標的權重乘以該指標標準化后的值，即可得到評價對象的健康綜合評價值：

式中：Wi為第i年評價對象的健康綜合評價值。

（5）濕地健康評價標準確定。借鑒國內(nèi)外相關研究成果［29-31］，將健康狀況評價等級分為5級（見表2），1表示生態(tài)系統(tǒng)健康狀況最佳，0表示最差。

表2 東居延海濕地健康評價等級劃分

利用SPSS 19.0統(tǒng)計軟件進行分析，檢驗各分項指標與PSR指數(shù)間的相關性。本文采用雙變量相關分析中Pearson系數(shù)來衡量定距變量間的線性關系，表達式為

式中：r為相關系數(shù)；x、y為兩個數(shù)據(jù)集合；ˉx、ˉy分別為數(shù)據(jù)集平均值；a為樣本數(shù)量。

r取值范圍介于-1與1之間，如果|r|≈0，表明兩個變量不相關；如果|r|≈1，則表示兩個變量完全線性相關。線性相關方向通過相關系數(shù)的符號來表示，“+”表示正相關，“-”表示負相關。

3 結果分析

3.1 濕地生態(tài)系統(tǒng)健康評價結果分析

東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康評價結果見表3、表4。東居延海濕地2016年的綜合健康指數(shù)為0.824，按照表2等級劃分，屬于很健康狀態(tài)。

表3 東居延海濕地健康評價分項指標評價值

表4 東居延海濕地健康指數(shù)統(tǒng)計

壓力分析：壓力指數(shù)呈先下降后上升態(tài)勢，從1980年的0.235下降至2000年0.177，之后一直上升至2016年0.313。通過各分項指數(shù)可以看出，年均氣溫、年均風速變化不大，年牲畜存欄數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，入湖水量、年漁業(yè)產(chǎn)值呈現(xiàn)先下降后上升趨勢，旅游收入自2000年以后一直呈現(xiàn)增長趨勢。由此可知，自1992年東居延海干涸、天然濕地大面積減小之后，額濟納旗畜牧業(yè)逐漸萎縮，旅游業(yè)逐漸興起。

狀態(tài)分析：1990年與2000年東居延海處于瀕臨干涸與干涸狀態(tài)，湖水礦化度較大；2000年以后開展黑河水量統(tǒng)一調(diào)度，東居延海面積逐漸增大并維持在穩(wěn)定狀態(tài)，湖水礦化度逐漸降低，說明東居延海濕地功能逐步恢復。

響應分析：響應指數(shù)總體上呈先減小后增大趨勢，自2000年濕地功能逐步恢復，水禽棲息地面積逐漸擴大，水禽數(shù)量和種類增加，生物多樣性增強。

壓力指數(shù)、響應指數(shù)、綜合健康指數(shù)都呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，并且在2000年降至最低點，壓力指數(shù)變化較其他兩種指數(shù)平穩(wěn)，綜合健康指數(shù)與響應指數(shù)變化趨勢一致；狀態(tài)指數(shù)呈現(xiàn)波動起伏趨勢，自2005年后逐漸平穩(wěn)。

3.2 模型指標相關性檢驗

利用SPSS軟件進行相關性檢驗，結果表明：綜合健康指數(shù)與壓力指數(shù)相關系數(shù)為0.846，兩者在顯著性水平0.05上存在顯著正相關性；與狀態(tài)指數(shù)相關系數(shù)為0.805，兩者在顯著性水平0.01和0.05上都不存在顯著相關性；與響應指數(shù)相關系數(shù)為0.977，兩者在顯著性水平0.01上存在顯著正相關性。分項指標相關性檢驗結果（見表5）表明，壓力指數(shù)與旅游收入在顯著性水平0.01上存在顯著正相關性，與入湖水量在顯著性水平0.05上存在顯著正相關性，與其他分項指標在統(tǒng)計學意義上不存在顯著相關性；響應指數(shù)與鳥類種數(shù)、野生魚類種數(shù)在顯著性水平0.05上存在顯著正相關性，與其他分項指標不存在顯著相關性。東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康狀況主要與選取的壓力指標、響應指標相關性較強，其中入湖水量、旅游收入與壓力指數(shù)相關性最顯著，動物種數(shù)與響應指數(shù)相關性最顯著，說明東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康狀況可以用入湖水量、旅游收入、動物種類來體現(xiàn)，與灌木林面積、優(yōu)勢種高度、蘆葦面積存在一定的正相關性，主要外界壓力來自于漁業(yè)、旅游等方面。

表5 各分項相關性檢驗結果

4 結 語

（1）自1992年以來，東居延海入湖水量呈增加趨勢，自然壓力呈減小趨勢；但是隨著漁業(yè)和旅游業(yè)的發(fā)展，社會經(jīng)濟壓力呈增大趨勢。因此，當?shù)卣畱M織有關部門研究制定相應管理辦法，明確劃定濕地保護范圍、管理主體，通過立法及強化農(nóng)牧民法律意識，加強東居延海周邊生態(tài)保護與管理。

（2）東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康狀況呈現(xiàn)健康（1980年）—亞健康（1990年）—病態(tài)（2000）—亞健康（2005年）—健康（2010年）—很健康（2016年）的演變趨勢。濕地生態(tài)系統(tǒng)恢復是十分緩慢的，因此東居延海濕地每年要有一定的水量保證，而且要維持一定的水域面積。

（3）東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康與入湖水量、旅游收入、動物種數(shù)顯著相關，與灌木林面積、優(yōu)勢種高度、蘆葦面積存在一定的正相關性，主要外界壓力來自于漁業(yè)、旅游等方面。因此，對旅游開發(fā)項目要進行充分的生態(tài)影響論證，加強監(jiān)管，確保東居延海濕地生態(tài)系統(tǒng)健康可持續(xù)。