安善濤,焦 磊,*,梁 偉,嚴(yán)建武,張為彬,金 朝,紀(jì)秋磊,王鳳嬌,楊 盼

1 陜西師范大學(xué)地理科學(xué)與旅游學(xué)院,西安 710119 2 西北農(nóng)林科技大學(xué)黃土高原土壤侵蝕與旱地農(nóng)業(yè)國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,楊凌 712100

黃土高原水土流失嚴(yán)重、生態(tài)環(huán)境脆弱,是我國水資源短缺問題最突出的區(qū)域之一[1]。近幾十年來,在氣候變化和人類活動(dòng)的共同作用下,黃土高原水資源短缺的問題進(jìn)一步加重[2]。在氣候變化方面,主要受到降水、溫度等氣象要素變化的影響[3]。而人類活動(dòng)對水循環(huán)的影響主要體現(xiàn)在土地利用的變化改變了自然水循環(huán)過程、社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展增加了對地下水的開采和地表水的利用等方面[4-5]。例如,為緩解嚴(yán)重的水土流失問題,黃土高原地區(qū)于1999年開始實(shí)施了大規(guī)模的退耕還林(草)工程[6],區(qū)域植被覆蓋率明顯增加[7],植被耗水量加大[1]。同時(shí),隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人口的增長,其對水資源的需求量不斷上升,人與生態(tài)系統(tǒng)的“水競爭”關(guān)系進(jìn)一步加劇[8],最終導(dǎo)致黃土高原水循環(huán)發(fā)生了劇烈變化[9]。上述問題不但威脅黃土高原地區(qū)的生態(tài)安全和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展,而且影響到黃河下游水資源的可持續(xù)性[10]。

水循環(huán)是連接大氣水、地表水、地下水和生態(tài)水的紐帶,其中降水、蒸散發(fā)、徑流和社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水等作為水循環(huán)的重要組成部分,其變化時(shí)刻影響著水資源系統(tǒng)和生態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定與安全[8]。水循環(huán)結(jié)構(gòu)是由自然和社會(huì)系統(tǒng)的各水文變量組成,其中包括降水、土壤儲(chǔ)水量變化、徑流、冠層截留、土壤蒸發(fā)、植被蒸騰、灌溉、采礦、制造、牲畜、發(fā)電和生活用水等,各變量的變化將引起水循環(huán)結(jié)構(gòu)的變化。目前,更多的研究關(guān)注于自然水循環(huán)的變化,而考慮社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水的研究相對較少。例如,Jin等的研究結(jié)果表明,在2000—2012年間黃土高原蒸散發(fā)以3.40 mm/a的速率增長[11]；Liang等的研究發(fā)現(xiàn),徑流呈現(xiàn)0.30—1.71 mm/a的下降趨勢[12]；Zuo等人探究了黃土高原小流域產(chǎn)水量變化的原因[13]；Zhao等人基于水量平衡公式量化了毛烏素沙地儲(chǔ)水量變化的驅(qū)動(dòng)因素[14]。Lv等人從自然水循環(huán)的角度分析了黃河流域的降水、蒸散發(fā)、徑流和陸地儲(chǔ)水量的變化趨勢[15]。然而,已往的研究大多從自然水循環(huán)的角度出發(fā),僅對單個(gè)或某幾個(gè)重要的水文變量進(jìn)行研究,往往忽略了社會(huì)系統(tǒng)對水循環(huán)的影響,并且很少從自然和社會(huì)系統(tǒng)的角度整體分析水循環(huán)的組成及其變化趨勢,缺乏對黃土高原水循環(huán)結(jié)構(gòu)變化規(guī)律的認(rèn)識(shí)[14]。因此,本文針對已有研究的不足,從自然和社會(huì)系統(tǒng)的角度出發(fā),考慮了自然和社會(huì)用水的情況,細(xì)化了組成水循環(huán)結(jié)構(gòu)的12種水文變量(分別為降水、土壤儲(chǔ)水量變化、徑流、冠層截留、土壤蒸發(fā)、植被蒸騰、灌溉、采礦、制造業(yè)、牲畜、發(fā)電和生活用水),并對各個(gè)變量進(jìn)行量化分析,以探究分析水循環(huán)結(jié)構(gòu)變化的規(guī)律。

1982—2010年間黃土高原地區(qū)的人類活動(dòng)強(qiáng)度較大,重大生態(tài)工程的廣泛實(shí)施導(dǎo)致土地利用格局、植被覆蓋度等變化劇烈[16],水循環(huán)各變量變化明顯[1],目前其水循環(huán)結(jié)構(gòu)的變化規(guī)律尚不清楚,對該地區(qū)水循環(huán)結(jié)構(gòu)變化的研究變得尤為重要。因此,本研究利用1982—2010年的降水、蒸散發(fā)、徑流、土壤儲(chǔ)水量和社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水等數(shù)據(jù),運(yùn)用Mann-Kendall趨勢檢驗(yàn)和線性回歸分析方法進(jìn)行研究。同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性(最新的社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水柵格數(shù)據(jù)截止到2010年),本文細(xì)化了組成水循環(huán)結(jié)構(gòu)的12個(gè)水文變量,針對1982—2010年黃土高原水循環(huán)結(jié)構(gòu)發(fā)生的變化,更注重于探究這29年間各水文變量的變化趨勢及水循環(huán)結(jié)構(gòu)的演化規(guī)律。研究結(jié)果以期對黃土高原地區(qū)的水資源科學(xué)調(diào)控、生態(tài)平衡和社會(huì)可持續(xù)發(fā)展有參考意義。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 研究區(qū)概況

黃土高原位于我國西北部,總面積約62.60萬km2,該區(qū)域植被覆蓋度低且生態(tài)環(huán)境脆弱(圖1),是中國水土流失最嚴(yán)重的區(qū)域之一[17]。在氣候特征上,大部分地區(qū)為半干旱和半濕潤的氣候,多年平均降水量為144—812 mm,且大部分降水集中在夏季[18]。黃土高原也是我國重要的農(nóng)業(yè)產(chǎn)地,農(nóng)業(yè)種類為旱作農(nóng)業(yè)、雨養(yǎng)農(nóng)業(yè)和灌溉農(nóng)業(yè),主要的農(nóng)作物有小麥、玉米等[19]。此外,該地區(qū)有豐富的煤、天然氣等自然資源[20]。

圖1 研究區(qū)示意圖Fig.1 Location of study area

1.2 數(shù)據(jù)來源與處理

本研究通過獲取1982—2010年黃土高原相關(guān)的水文數(shù)據(jù)以進(jìn)行水循環(huán)結(jié)構(gòu)的研究。數(shù)據(jù)的具體來源如下:

①降水:來源于中國氣象科學(xué)數(shù)據(jù)共享網(wǎng)(http://data.cma.cn),并使用GIDS(Gradient plus Inverse-Distance-Squared)方法對640個(gè)降雨站點(diǎn)進(jìn)行空間插值[21],該方法被廣泛應(yīng)用于氣象數(shù)據(jù)的空間插值并具有良好的應(yīng)用效果[22]。

②土壤儲(chǔ)水:來源于GLDAS陸面數(shù)據(jù)同化系統(tǒng)中的GLDAS- 1數(shù)據(jù)集,使用NOAH模型模擬的0—2 m土壤儲(chǔ)水?dāng)?shù)據(jù)。

③蒸散發(fā):蒸散發(fā)數(shù)據(jù)采用Jin等的研究結(jié)果[11],其使用的模型可以較好的模擬黃土高原1982—2010年的蒸散發(fā)及其組分,具體包括植被蒸騰、土壤蒸發(fā)和冠層截留,詳細(xì)的計(jì)算方法見1.4節(jié)。

④徑流:來源于黃河水利委員會(huì),使用1982—2010年貴德和花園口兩個(gè)站點(diǎn)觀測的徑流量數(shù)據(jù),將花園口站(出口站)減去貴德站(入口站)的徑流量作為經(jīng)過人類取用水后區(qū)域的產(chǎn)流量。

⑤社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水?dāng)?shù)據(jù)來源于Huang等的研究[23],其使用世界糧農(nóng)組織及多個(gè)國家統(tǒng)計(jì)的各部門取用水?dāng)?shù)據(jù),利用全球水文模型以及時(shí)間、空間降尺度的方法重建了1971—2010年全球各部門逐月取用水的柵格數(shù)據(jù),其分辨率為0.5度,具體包括:生活,牲畜,采礦,制造業(yè),發(fā)電,采礦和灌溉取用水?dāng)?shù)據(jù)。

此外,歸一化植被指數(shù)(Normalized Difference Vegetation Index,NDVI)數(shù)據(jù)來源于NOAA系列氣象衛(wèi)星傳感器的GIMMS NDVI第三代全球覆蓋產(chǎn)品數(shù)據(jù)集；葉面積指數(shù)(Leaf Area Index,LAI)數(shù)據(jù)來源于全球陸表特征數(shù)據(jù)集(GLASS),其由國家科技基礎(chǔ)條件平臺(tái)—國家地球系統(tǒng)科學(xué)數(shù)據(jù)中心(http://www.geodata.cn)提供；蒸散發(fā)的驗(yàn)證采用長武和沙坡頭站的觀測數(shù)據(jù),其來源于國家生態(tài)科學(xué)數(shù)據(jù)中心；此外,還使用Zhang、程等15篇文獻(xiàn)中的觀測數(shù)據(jù)來驗(yàn)證模擬的蒸散發(fā)[24- 38](表1)。

表1 數(shù)據(jù)列表

1.3 分析方法

1.3.1水量平衡計(jì)算

在“自然-社會(huì)”二元水循環(huán)理論框架下,忽略水庫蓄水變化的影響,根據(jù)水量平衡模型[39],利用組成水循環(huán)結(jié)構(gòu)的12個(gè)水文變量(降水、土壤儲(chǔ)水量變化、徑流、冠層截留、土壤蒸發(fā)、植被蒸騰、灌溉、采礦、制造業(yè)、牲畜、發(fā)電和生活用水)建立水量平衡方程:

P=ET+Rout-Rin+ΔSW+Esociety

(1)

式中,P是降水,ET和ΔSW分別代表蒸散發(fā)及土壤儲(chǔ)水量的變化量,Rin、Rout分別表示經(jīng)人類取用水后流入、流出本區(qū)域的徑流量(流入為貴德站,流出為花園口站),Esociety為社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水。蒸散發(fā)的計(jì)算可由公式(2)計(jì)算獲得:

ET=T+Es+Ei

(2)

式中,T為植被蒸騰,Es為土壤蒸發(fā),Ei為冠層截留。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水由公式(3)計(jì)算:

Esociety=ELC+DOM+LIV+MIN+MAN+IRR

(3)

式中,ELC為發(fā)電用水,DOM為生活用水,LIV為牲畜用水,MIN為采礦用水,MAN為制造業(yè)用水,IRR為灌溉用水。以上所有變量單位均為mm。

1.3.2線性回歸、相關(guān)分析和Mann-Kendall趨勢檢驗(yàn)

本文利用線性回歸和相關(guān)性分析方法,研究各水文變量的變化趨勢及要素之間的相關(guān)關(guān)系,通過Mann-Kendall(MK)檢驗(yàn)各變量變化趨勢的顯著性。MK檢驗(yàn)中的變量可以不具有正態(tài)分布特征,因此該方法在水文變量變化趨勢的檢驗(yàn)上得到了廣泛的應(yīng)用[40- 41]。在檢驗(yàn)之前,如果序列自相關(guān)性較高,則直接進(jìn)行MK檢驗(yàn)會(huì)有一定的誤差[42],所以,一般應(yīng)先剔除其相關(guān)性。本研究根據(jù)Zhang等使用的方法來計(jì)算自回歸系數(shù)[43]。首先,計(jì)算時(shí)間序列{xi},i=1,2,…,n的一階自回歸系數(shù)。

(4)

然后剔除相關(guān)性

xi′=xi-ρ1xi-1。

將剔除自相關(guān)性后的{xi′},i=1,2,…,n序列仍記為{xi},i=1,2,…,n。

做MK檢驗(yàn)的計(jì)算時(shí),首先構(gòu)造一秩序列sk:

(5)

(6)

假設(shè)時(shí)間序列具有隨機(jī)獨(dú)立特性,定義統(tǒng)計(jì)量:

(7)

式中,UF1=0,E(sk)、Var(sk)分為秩序列sk的均值和方差,由下式計(jì)算:

(8)

將序列x按UFk逆序排序,再按照上式計(jì)算:

(9)

通過分析序列UFk,可檢測出序列x的趨勢。若UFk>0,表示序列呈上升趨勢；UFk<0則表示呈下降趨勢。UFk為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布,在給定顯著性水平α=0.05時(shí),查表得臨界值Uα/2=1.96,若|UFk|>Uα/2,表明該序列存在顯著趨勢。

1.3.3精度評價(jià)

本研究利用決定系數(shù)(R2)、均方根誤差(RMSE)、相對均方根誤差(Relative RMSE)和偏差(Bias)等的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)來評價(jià)模擬的蒸散發(fā)以及水量平衡計(jì)算的結(jié)果,指標(biāo)的計(jì)算方法來源于Moreira等的研究[44]。

1.4 蒸散發(fā)的計(jì)算及驗(yàn)證

已有研究表明,蒸散發(fā)是水文循環(huán)中除降水外最大的組成部分,陸地蒸散發(fā)約占總降水量的2/3[45],因此對蒸散發(fā)進(jìn)行準(zhǔn)確的模擬尤為重要。蒸散發(fā)的詳細(xì)算法見Jin等的研究[11],該模型在黃土高原地區(qū)有很好的適用性,分別計(jì)算植被蒸騰、冠層截留和植被蒸騰,其三者之和為總的蒸散發(fā)量(見公式2),詳細(xì)算法如下:

植被蒸騰(T)由公式(10)計(jì)算:

T=Ecpftfw

(10)

(11)

式中,T為植被蒸騰(mm/a)；ft為溫度的限制因子；fw為水氣壓差的限制因子；Ecp為植物的潛在蒸散發(fā)速率(mm/a)。公式(11)中,λ為水的汽化潛熱 (J/kg)；Δ為溫度-飽和水汽壓關(guān)系曲線斜率(hPa ℃-1)；Rnc表示冠層吸收凈輻射(MJ m-2d-1)；fc表示植被覆蓋度；ρ為空氣密度(kg/m3),Cp表示空氣比熱(J kg-1·℃-1)；D表示飽和水汽壓差(hPa)；ρ為空氣密度(kg/m3)；ra表示空氣動(dòng)力阻抗(s m-1);γ表示濕度計(jì)算常數(shù)(kPa ℃-1)；η表示自然植被與參考植被最小阻抗之比。

土壤蒸發(fā)(Es)由公式(12)計(jì)算:

Es=min(Es,Eex)

(12)

Es=(fwet+fSM×(1-fwet))×Esp

(13)

(14)

Eex=S(t0.5-(t-1)0.5)

(15)

式中,Es為土壤蒸發(fā)(mm/a);Eex為土壤滲透速率(mm/a);公式(13)中,fwet為相對表面濕度；fSM為土壤水分限制因子；Esp為土壤潛在蒸發(fā)速率(mm/a)。公式(14)中:Rns為土壤吸收凈輻射(MJ m-2d-1)；ras為土壤表面和參考高度之間的空氣動(dòng)力學(xué)阻抗；G為土壤熱通量(MJ m-2d-1)。公式(15)中:S為土壤滲透量,其由土壤質(zhì)地和結(jié)構(gòu)決定；t為從降水后第二天開始經(jīng)過的天數(shù)。

冠層截留(Ei)算法由公式(16)計(jì)算:

(16)

式中,Ei為冠層截留(mm/a)；aPT為Priestley—Taylor常數(shù)。

本研究采用長武(農(nóng)田)和沙坡頭(農(nóng)田)站點(diǎn)觀測數(shù)據(jù)對模擬的蒸散發(fā)進(jìn)行時(shí)間序列驗(yàn)證(圖2),R2分別為0.73、0.60,偏差分別為-12.03 mm、7.84 mm,均方根誤差分別為20.41 mm、14.6 mm。利用文獻(xiàn)觀測數(shù)據(jù)對蒸散發(fā)進(jìn)行驗(yàn)證,其R2為0.86,均方根誤差和偏差分別為58.30 mm、-21.70 mm。對蒸散發(fā)的分量按比例進(jìn)行驗(yàn)證,植被蒸騰、土壤蒸發(fā)和冠層截留的R2分別為0.77、0.76和0.69。綜上所述,蒸散發(fā)的總量、分量以及年際的模擬,均有較好的模擬結(jié)果。

圖2 蒸散發(fā)驗(yàn)證Fig.2 Evapotranspiration verification

2 結(jié)果與分析

2.1 區(qū)域水量平衡

根據(jù)水量平衡公式計(jì)算的水量與降水量的對比結(jié)果見圖3。在1982—1998年間,計(jì)算水量與降水量基本一致。但在1999—2010年間,計(jì)算水量高于降水量(2003年除外),即出現(xiàn)水量不平衡的情況。1998年之前,降水量與計(jì)算水量之間的差值相對較小,基本在-50—50 mm之間波動(dòng)。然而在1999年后,黃土高原地區(qū)計(jì)算的水量與實(shí)際降水量之間出現(xiàn)較大偏差并在-100—50 mm之間波動(dòng)。

圖3 1982—2010年水量平衡計(jì)算水量與降水量的對比Fig.3 Comparison between water balance calculation water volume and precipitation from 1982 to 2010WB:由水量平衡公式計(jì)算的水量 The amount of water calculated by the water balance formula

2.2 黃土高原的自然系統(tǒng)水量變化分析

2.2.1降水

降水在水循環(huán)變量中下降的趨勢非常明顯(圖4),并在1982—2010年間以0.77 mm/a速率下降(圖5)。MK趨勢檢驗(yàn)結(jié)果表明,降水的UF統(tǒng)計(jì)量在1982—1994年間大于0(1987年除外),呈現(xiàn)上升趨勢。1995—2010年UF統(tǒng)計(jì)量小于0,降水呈現(xiàn)下降趨勢。

圖4 1982—2010年各水文變量變化趨勢Fig.4 Trend in various hydrological variables from 1982 to 2010

2.2.2蒸散發(fā)

從圖5可以看出,1982—1988年蒸散發(fā)的UF統(tǒng)計(jì)量大于0,蒸散發(fā)呈上升趨勢；1989—1999年UF統(tǒng)計(jì)量在0附近波動(dòng),蒸散發(fā)的變化趨勢隨之波動(dòng)。但在1999年后UF統(tǒng)計(jì)量大于0,尤其是在2006—2010年間UF統(tǒng)計(jì)量超過了臨界值1.96(置信度α=0.05),蒸散發(fā)呈顯著上升趨勢。總體上,黃土高原的蒸散發(fā)以1.96 mm/a的速率上升(P<0.05)。此外,蒸散發(fā)與LAI、NDVI的相關(guān)性分別為0.90(P<0.01)、0.74(P<0.01)(表2),這表明黃土高原區(qū)域的蒸散發(fā)與植被有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

蒸散發(fā)分量的線性回歸和MK趨勢檢驗(yàn)結(jié)果詳見圖6。其中,植被蒸騰不僅是所有水文變量中變化趨勢最大的(圖4),也是蒸散發(fā)分量中變化最明顯的,其以2.14 mm/a(P<0.01)的速率增加；植被蒸騰在1982—1983年呈下降趨勢,1984年后呈上升趨勢。土壤蒸發(fā)在1982—1984、1988—1993年呈上升趨勢,在1985—1988、1994—2010年呈下降趨勢。冠層截留量要小于植被蒸騰和土壤蒸發(fā)量,其在1982—2010年均呈現(xiàn)上升趨勢?？傮w而言,黃土高原的植被蒸騰、冠層截留分別以2.14 mm/a、0.23 mm/a速率上升(P<0.05),而土壤蒸發(fā)以0.40 mm/a速率下降。因此,黃土高原蒸散發(fā)的顯著上升主要是由于植被蒸騰與冠層截留的增加所造成的。

表2 水文變量相關(guān)性分析

圖6 1982—2010年黃土高原蒸散發(fā)分量變化及MK趨勢檢驗(yàn)結(jié)果Fig.6 Changes in evapotranspiration components in the Loess Plateau and MK trend test results from 1982 to 2010

2.2.3徑流

徑流是所有水文變量中下降最為明顯的(圖4)。在1982—2010年間,其呈現(xiàn)1.00 mm/a下降的趨勢(P<0.05)。從圖5可以看出,UF統(tǒng)計(jì)量在1982—1984年大于0,徑流呈現(xiàn)增加的趨勢；1985—2010年,徑流的UF統(tǒng)計(jì)量小于0,徑流呈現(xiàn)下降的趨勢。另外,通過徑流與降水、NDVI、LAI的相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)(表2),徑流與降水的相關(guān)性達(dá)到了0.64(P<0.01),表明徑流與降水呈正相關(guān)性,而與NDVI、LAI的相關(guān)性為-0.38(P<0.05)、-0.41(P<0.05),表明與植被呈現(xiàn)較弱的負(fù)相關(guān)性。

2.2.4土壤儲(chǔ)水量

土壤儲(chǔ)水量的MK趨勢檢驗(yàn)結(jié)果表明:1982—2010年間UF統(tǒng)計(jì)量在0附近波動(dòng)的極其明顯,但UF統(tǒng)計(jì)量整體上小于0,總體呈現(xiàn)下降趨勢(圖5)?？偠灾?土壤儲(chǔ)水量呈現(xiàn)以0.46 mm/a速率下降的趨勢。

2.3 黃土高原社會(huì)系統(tǒng)用水的變化分析

社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水量的變化詳見圖7,其中灌溉水量最大,總體上占社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水量的69.96%。1982—2010年間UF統(tǒng)計(jì)量均大于0,社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水呈上升趨勢,且UF統(tǒng)計(jì)量在1985—2010年大于1.96(置信度α=0.05),表明社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水在1985年后呈顯著增長的趨勢。整體而言,1982—2010年社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水量以0.50 mm/a的速率增加(P<0.05)。

圖7 1982—2010年社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水變化及MK趨勢檢驗(yàn)結(jié)果Fig.7 Changes in social and economic water use and MK trend test results from 1982 to 2010

就社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水各分量而言,采礦用水在1982—1986年呈下降趨勢,1987—2010年呈上升趨勢,且在1988后顯著上升的趨勢(置信 度α=0.05)。制造業(yè)用水在1982—1986年呈下降趨勢,1987—2010年呈上升趨勢,且在1989—2002年顯著上升(置信度α=0.05)。牲畜用水在1982—1990年呈上升趨勢,1991—2010年呈下降趨勢,且在1993年后開始顯著下降(置信度α=0.05)。發(fā)電用水在1982—1986年呈下降趨勢,1987—2010年呈上升趨勢,且1989—2007年顯著上升(置信度α=0.05)。生活用水在1982—1990、2000—2010年呈上升趨勢,1991—1999年呈下降趨勢,且2003年后顯著上升(置信度α=0.05)。灌溉水量占社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水量的69.96%,其在1982—1997年呈上升趨勢,1998—2010年呈下降趨勢。

2.4 水循環(huán)結(jié)構(gòu)的演變

蒸散發(fā)、徑流、社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水和土壤儲(chǔ)水量變化分別除以水量平衡公式計(jì)算的總水量,得到各水文變量占水循環(huán)的比例變化結(jié)果(圖8)。結(jié)果表明,1982—2010年間,蒸散發(fā)所占的平均比例最大,具體為80.95%,并以每年0.16%的速率增加。MK趨勢檢驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn),蒸散發(fā)所占水循環(huán)的比例在1982—1984年呈下降趨勢,1985年后呈現(xiàn)上升趨勢。此外,蒸散發(fā)所占的比例在1982—1997年大部分小于距平值,而在1998年后幾乎均大于距平值,未來蒸散發(fā)所占的比例還可能進(jìn)一步持續(xù)增加。

圖8 1982—2010年水循環(huán)結(jié)構(gòu)比例變化及MK趨勢檢驗(yàn)結(jié)果Fig.8 Changes in the ratio of water cycle structure and MK trend test results from 1982 to 2010

徑流占水循環(huán)的平均比例較小,僅為4.00%；并且徑流所占比例下降的速率最為明顯,以每年0.24%的速率減少(P<0.01)(圖8)。徑流占水循環(huán)的比例在1982—1984年呈上升趨勢,而在1985—2010年呈下降趨勢。1982—1990年間,徑流所占比例的距平值均大于0(1987年除外)；1991—2010年其距平值幾乎均小于0(2003年除外)。以上結(jié)果表明,徑流在水循環(huán)中所占的比例呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水占水循環(huán)的平均比例為15.27%,并以每年0.06%的速率增加(圖8)。其UF統(tǒng)計(jì)量的變化結(jié)果表明,社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水在水循環(huán)中所占的比例在1982—1984、1988—1990年呈現(xiàn)下降趨勢,在1985—1987、1991—2010年呈現(xiàn)上升趨勢。

土壤儲(chǔ)水量變化年際波動(dòng)非常明顯。其所占的平均比例為-0.24%,并以每年0.02%的速率減少,表明土壤儲(chǔ)水的變化量呈下降趨勢(圖8)。其UF統(tǒng)計(jì)量的變化結(jié)果表明,1982—1984年期間土壤儲(chǔ)水量變化呈上升趨勢,而在1985—2010年間整體上呈現(xiàn)下降趨勢。

3 討論

3.1 水循環(huán)變量變化的原因分析

降水是陸地水補(bǔ)給的主要來源,而本研究中降水呈現(xiàn)以0.77 mm/a速率下降的趨勢,表明陸地水的補(bǔ)給量正在逐漸減少。降水是徑流的主要來源,降水量的大小直接影響徑流量的多少。徑流作為社會(huì)系統(tǒng)中人類用水的主要來源,呈現(xiàn)以1.01 mm/a速率下降的趨勢(P<0.01),這直接導(dǎo)致了可利用水資源量的減少。另外,植被也是影響產(chǎn)流的重要因素,其通過冠層截留、根系改變土體構(gòu)型、增強(qiáng)土壤入滲來影響徑流的產(chǎn)生[46- 47]。本研究中蒸散發(fā)呈1.97 mm/a的上升趨勢(P<0.01),土壤儲(chǔ)水量呈0.46 mm/a的下降趨勢；根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果以及前人的研究分析,其可能是由于植被恢復(fù)造成的[1]。黃土高原地區(qū)在1999年前后大規(guī)模實(shí)施退耕還林(草)工程,不僅導(dǎo)致區(qū)域的蒸散發(fā)顯著上升[11],而且消耗了大量的土壤水分[48],并且使得徑流明顯降低[12]。這也導(dǎo)致蒸散發(fā)在水循環(huán)中占據(jù)的比例越來越高,而徑流和土壤水儲(chǔ)量在水循環(huán)中占據(jù)的比例越來越低。

1982—2010年間,社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水量呈顯著上升的趨勢(置信度α=0.05),并且在水循環(huán)中占據(jù)的比例越來越高。其中灌溉用水占據(jù)了大部分的社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水量,如果不對農(nóng)業(yè)灌溉用水合理利用,未來水資源的壓力將不斷上升[49]。本研究發(fā)現(xiàn),灌溉用水在1998—2010年期間呈下降趨勢,且Yang等的研究也發(fā)現(xiàn)河套灌區(qū)的灌溉水量呈下降趨勢[50],下降的原因可能是采用了更高效的灌溉技術(shù)[51],使得1998年后灌溉用水降低。此外,在過去的幾十年間黃土高原的人口和國內(nèi)生產(chǎn)總值均發(fā)生了劇烈增長,人口從1988年的8653萬人增加到2013年的12541.50萬人[52],國內(nèi)生產(chǎn)總值從1990年的64.10億元?jiǎng)≡龅?010年的27427.00億元[53]。隨著人口和經(jīng)濟(jì)的增長,黃土高原的社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水量還會(huì)繼續(xù)增加,“自然-社會(huì)”系統(tǒng)的“水競爭”問題將越來越嚴(yán)重[8]。

3.2 水量不完全平衡的原因分析

黃土高原地區(qū)的水量計(jì)算結(jié)果表明,根據(jù)水量平衡公式計(jì)算的結(jié)果未能與降水量完全平衡,其主要原因是因?yàn)楸疚奈纯紤]地下水、水庫蓄水的變化及其跨區(qū)域調(diào)水的影響。由于缺乏地下水的觀測數(shù)據(jù),本研究只考慮了0—2m的土壤儲(chǔ)水量變化,并未考慮更深層土壤儲(chǔ)水、地下水的變化以及水庫蓄水變化,然而社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水中有很大一部分來自于地下水以及水庫蓄水(如:生活、灌溉、采礦等用水)[54],這是造成水量不平衡的重要原因。如:Xie等的研究表明,在2005—2014年間，黃土高原的地下水枯竭率在從(-6.50±0.70) mm/a上升到了-15.00mm/a,在人類活動(dòng)的影響下使得地下水的消耗日益加重[55]。此外,跨區(qū)域調(diào)水也是影響水量不平衡的重要因素,如:為緩解關(guān)中水資源短缺的問題,陜西省實(shí)施的“引漢濟(jì)渭”調(diào)水工程,其增加了關(guān)中地區(qū)渭河的徑流量以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)消耗的水量[56]。目前,利用多源數(shù)據(jù)進(jìn)行水量平衡的研究仍是一個(gè)巨大的挑戰(zhàn),且Oliveira和Paulo等人基于多源遙感數(shù)據(jù)的研究結(jié)果也表明,未來實(shí)現(xiàn)水量的完全平衡研究仍是一個(gè)重要而艱難的方向[44,57]。

3.3 對后續(xù)研究的啟示

本研究存在一定的不足。首先,本文采用了大量的遙感及觀測數(shù)據(jù),不同數(shù)據(jù)源對研究結(jié)果造成了一定的不確定性。此外,研究區(qū)并非是一個(gè)完整閉合的流域,使用花園口和貴德站之差只能近似計(jì)算流入流出區(qū)域的水量,其對研究結(jié)果產(chǎn)生了一定的影響。另外,本研究并未考慮地下水、水庫蓄水以及更深層土壤儲(chǔ)水的變化,也未考慮到異地調(diào)水以及虛擬水流動(dòng)的情況,這些均是水量平衡的影響因素。但本文以新的視角細(xì)化了黃土高原水循環(huán)的結(jié)構(gòu)組成,量化了各個(gè)水文變量及其結(jié)構(gòu)的變化趨勢,可為水資源的管理提供參考。在未來的研究中,可進(jìn)一步細(xì)化流入、流出黃土高原區(qū)域的徑流量,此外還應(yīng)考慮地下水的變化以及異地調(diào)水、虛擬水流動(dòng)等的情況。

4 結(jié)論

本文細(xì)化了組成水循環(huán)結(jié)構(gòu)的12個(gè)水文變量,分別為降水、土壤儲(chǔ)水量變化、徑流、冠層截留、土壤蒸發(fā)、植被蒸騰和社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水,并探討了黃土高原水循環(huán)組成及結(jié)構(gòu)的演變趨勢,主要得出以下結(jié)論:

(1)在自然系統(tǒng)中,蒸散發(fā)的增長速率最明顯,其以1.97 mm/a的速率上升(P<0.01),尤其在1999年后呈顯著上升趨勢,其直接原因是植被蒸騰和冠層截留的增加導(dǎo)致的；而降水、徑流、土壤儲(chǔ)水量均呈下降趨勢。

(2)社會(huì)系統(tǒng)用水整體呈0.50 mm/a的上升趨勢(P<0.01),其中灌溉用水占主體,并在1997年后呈下降趨勢。此外,生活、發(fā)電、制造、采礦用水均呈上升趨勢,而牲畜用水呈下降趨勢。

(3)就水循環(huán)結(jié)構(gòu)而言,蒸散發(fā)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水占水循環(huán)的平均比例分別為80.95%、15.27%,并呈現(xiàn)每年以0.24%、0.04%速率的上升趨勢,其在水循環(huán)中占據(jù)的比例逐漸升高。徑流、土壤儲(chǔ)水量變化占水循環(huán)的平均比例相對較小,分別為4.00%、-0.24%,其呈現(xiàn)每年以0.24%、0.04%(P<0.01)速率的下降趨勢,其在水循環(huán)中占據(jù)的比例總體上均呈現(xiàn)下降的趨勢。

總之,黃土高原地區(qū)蒸散發(fā)的增加以及徑流與降水的減少,直接導(dǎo)致水循環(huán)結(jié)構(gòu)發(fā)生變化。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)用水的增長,地區(qū)水資源供需關(guān)系將進(jìn)一步惡化,合理利用水資源以及水資源的科學(xué)調(diào)控應(yīng)為當(dāng)前的首要目標(biāo)。本研究能夠?yàn)辄S土高原水資源的科學(xué)管理與可持續(xù)利用提供一定的理論支撐。

致謝：感謝國家生態(tài)科學(xué)數(shù)據(jù)中心資源共享服務(wù)平臺(tái),提供陜西長武農(nóng)田生態(tài)系統(tǒng)和寧夏沙坡頭荒漠生態(tài)系統(tǒng)國家野外科學(xué)觀測研究站的觀測數(shù)據(jù)支持。