土地利用方式和社會經(jīng)濟(jì)對大伙房水庫上游河流水質(zhì)空間異質(zhì)性的影響

王瓊,王善祥,范志平,*,李法云

1.遼寧石油化工大學(xué)生態(tài)環(huán)境研究院,遼寧 撫順 113001

2.遼寧石油化工大學(xué)化學(xué)化工與環(huán)境學(xué)部,遼寧 撫順 113001

1 前言

大伙房水庫位于遼寧省東北部,是沈陽、撫順、鞍山等七城市的地表水水源地,其水質(zhì)直接影響到居民的用水質(zhì)量和健康安全[1]。由于水庫上游河流與庫區(qū)存在空間上的連續(xù)性,上游水質(zhì)直接影響庫區(qū)水環(huán)境。目前,對大伙房上游地區(qū)水質(zhì)的研究主要集中在水質(zhì)是否達(dá)標(biāo)、水質(zhì)評價及水體污染控制等方面,對流域水質(zhì)的空間分布特點(diǎn)及其形成機(jī)制研究較少[2–4]。水質(zhì)受自然環(huán)境的變化及人類活動的干擾等復(fù)合作用的影響存在著空間差異性。水質(zhì)空間上的變化不僅反映了地形、地質(zhì)和氣候等自然條件在河流中形態(tài)表征的變化,同時也體現(xiàn)了人類生產(chǎn)、生活等活動對河流水質(zhì)的影響[5–7]。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,人類活動對水質(zhì)的影響逐漸增強(qiáng),人口快速增長、經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展、土地利用方式的改變都對水質(zhì)產(chǎn)生直接或間接的影響。不同的土地利用方式,在養(yǎng)分管理、養(yǎng)分循環(huán)或養(yǎng)分平衡上有很大的差異[8–11]。土地利用與水環(huán)境質(zhì)量之間存在緊密的相互作用關(guān)系,如:以林地和草地為主的流域水質(zhì)明顯好于以耕地為主的流域,隨著流域內(nèi)林地和草地的增加,非點(diǎn)源污染降低,而隨著耕地比例的升高,非點(diǎn)源污染有逐漸增大的趨勢[12–15]。社會經(jīng)濟(jì)因素對水質(zhì)的影響更為復(fù)雜[16–19],最直接的影響就是生活污水、工業(yè)廢水的排放,這些都與人口密度、工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有關(guān)。目前,國內(nèi)外已有許多學(xué)者利用統(tǒng)計(jì)分析模型結(jié)合GIS以及遙感數(shù)據(jù)進(jìn)行深入探討研究地區(qū)土地利用格局與水質(zhì)之間的關(guān)系,如:Tu對美國喬治亞州北部土地利用空間變化和水質(zhì)之間關(guān)系的研究[20],王娟等對艾比湖區(qū)域水質(zhì)空間分布特征與土地利用類型的研究[21],于延松等對北洛河流域水質(zhì)空間異質(zhì)性對土地利用結(jié)構(gòu)的研究[22],吉冬青等對流溪河流域景觀空間特征與水質(zhì)關(guān)聯(lián)性的研究等[23]。對于社會經(jīng)濟(jì)對水質(zhì)空間分布特征的影響研究較少,土地利用類型與社會經(jīng)濟(jì)活動相互作用,社會經(jīng)濟(jì)活動的影響造成土地利用的異質(zhì)性,而土地利用也會對社會經(jīng)濟(jì)活動的發(fā)展產(chǎn)生制約,二者共同作用于河流水質(zhì)。因此,分析流域內(nèi)土地利用方式和社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展對水質(zhì)空間變化的影響,規(guī)范土地利用類型和經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式,建立流域最佳管理模式具有十分重要的意義。

本研究以遼寧省大伙房水庫上游流域?yàn)檠芯繉ο?結(jié)合GIS技術(shù)和地統(tǒng)計(jì)分析方法,研究流域尺度水質(zhì)空間異質(zhì)性特征,分析河流水質(zhì)變異的控制因子。在此基礎(chǔ)上,結(jié)合土地利用和經(jīng)濟(jì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),探討土地利用方式和社會經(jīng)濟(jì)與水質(zhì)指標(biāo)的關(guān)系,及其對水質(zhì)空間分布特征的影響,以期為流域水環(huán)境管理提供理論基礎(chǔ)和數(shù)據(jù)支持。

2 研究區(qū)域與研究方法

2.1 研究區(qū)域概況

大伙房水庫位于遼寧省東北部,地理坐標(biāo)為東經(jīng) 123°39'42" — 125°28'58", 北 緯 41°41'10" —42°38'32"之間,為遼寧省沈陽、撫順、鞍山和大連等7座城市約2200萬人口的主要水源地,是兼具防洪、灌溉、供水等多種功能的水利樞紐工程。水庫東西長約35 km,水面最寬處達(dá)4 km,整個庫區(qū)定為集中式生活飲用水水源地一級保護(hù)區(qū)。大伙房水庫匯水區(qū)內(nèi)主要河流有渾河(清原段)、蘇子河和社河三條河。渾河(清原段)干流長度為207.5 km,流域面積7311 km2,于渾河上游清原北雜木處匯入大伙房水庫。蘇子河河長147 km,流域面積2230 km2。社河河長43 km,流域面積468 km2,于臺溝處匯入大伙房水庫。該區(qū)域?yàn)榇箨懶约撅L(fēng)氣候,受季風(fēng)影響降雨主要集中在7,8月,多年平均降水量為650—800 mm。多年平均年水面蒸發(fā)量約為1100—1600 mm,平均相對濕度在65%—70%之間,多年平均氣溫9℃。大伙房水庫上游流域主要位于撫順市清原滿族自治縣、新賓滿族自治縣和撫順縣境內(nèi),土地利用類型以林地和耕地為主,林地占總面積的62%,耕地占9.7%,三縣總?cè)丝?5.3萬人,2011年地區(qū)生產(chǎn)總值2892.8億元,第一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別占地區(qū)生產(chǎn)總值的18%、53%、29%[24]。

2.2 研究方法

2.2.1 樣品采集

于2012年8月12日—9月30日期間,在大伙房上游渾河、社河、蘇子河流域內(nèi)選取39個點(diǎn)位進(jìn)行調(diào)查采樣。調(diào)查時用GPS定位儀確定監(jiān)測點(diǎn)的經(jīng)度、緯度和海拔高度,具體位點(diǎn)位置見圖1。

2.2.2 水質(zhì)指標(biāo)及測定方法

采用多參數(shù)水質(zhì)分析儀(YSI 6600,美國)現(xiàn)場測定水溫、pH值、溶解氧(DO)。同時采集1000 mL水樣固定后置于4℃保溫箱帶回實(shí)驗(yàn)室,24h內(nèi)測定總氮(TN)、總磷(TP)、銨態(tài)氮(NH4+-N)、化學(xué)需氧量(CODCr)、生物耗氧量(BOD5)、硅酸鹽等化學(xué)指標(biāo)。TN采用堿性過硫酸鉀消解紫外分光光度法,TP采用鉬酸氨分光光度法,銨態(tài)氮測定采用納氏試劑比色法,化學(xué)需氧量采用重鉻酸鉀法、生物耗氧量采用碘量法。水樣的保存和預(yù)處理嚴(yán)格按照《水和廢水監(jiān)測分析方法》中的相關(guān)實(shí)驗(yàn)方法進(jìn)行[25]。同時,為減小系統(tǒng)誤差,以上樣品均重復(fù)測定3次,數(shù)據(jù)分析過程中取其平均值。

圖1 大伙房水庫上游采樣點(diǎn)位示意圖Fig.1 Location of observation stations in upper area of Dahuofang Reservoir

2.2.3 數(shù)據(jù)分析

運(yùn)用SPSS 13.0軟件分析水質(zhì)數(shù)據(jù)的方差、變異系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差和K-S檢驗(yàn)等,據(jù)此來衡量各采樣點(diǎn)水質(zhì)指標(biāo)的特征。為反映土地利用方式和社會經(jīng)濟(jì)對水質(zhì)的影響,利用Canoco4.5統(tǒng)計(jì)軟件,在對水質(zhì)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行去趨勢對應(yīng)分析(DCA)計(jì)算排序軸梯度長度的基礎(chǔ)上,采用冗余分析法(RDA)對水質(zhì)指標(biāo)與土地利用方式和社會經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)(2011撫順統(tǒng)計(jì)年鑒)矩陣進(jìn)行排序分析。

地統(tǒng)計(jì)分析采用GS+和ArcGIS9.3軟件。半方差函數(shù)計(jì)算公式為:

式中:r(h)為半方差函數(shù),Z(xi)和Z(xi+h)為變量在空間位置xi和xi+h的取值,N(h)是取樣間隔為h時的樣本對總數(shù)。

3 結(jié)果與分析

3.1 大伙房水庫上游水質(zhì)描述性統(tǒng)計(jì)分析

大伙房水庫上游TN、TP平均值分別為0.15mg·L-1和0.01 mg·L-1,不同采樣點(diǎn)間存在較大差異,變異系數(shù)分別為0.79和0.77,按照變異等級劃分標(biāo)準(zhǔn)CV＜10%弱變異性,10%≤CV≤100%中等變異性,CV＞100%強(qiáng)變異性,大伙房水庫上游TN、TP屬于中等變異。NH4+-N平均值為0.09 mg·L-1,最小值和最大值分別為0.004和0.45 mg·L-1,采樣點(diǎn)間變異系數(shù)達(dá)到1.15,屬于強(qiáng)變異。TN、TP和NH4+-N均達(dá)到國家Ⅲ類地表水環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)。CODCr和BOD5平均值分別為 21.65 mg·L-1和 2.71 mg·L-1, 變異系數(shù)分別為0.24和0.61,屬于中等變異。多數(shù)點(diǎn)位BOD5符合國家Ⅲ類地表水環(huán)境標(biāo)準(zhǔn),而多數(shù)點(diǎn)位CODCr超過國家Ⅲ類地表水環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)。DO變化范圍8.02—11.96波動,平均值 9.93 mg·L-1,變異系數(shù) 0.09,屬于弱變異。pH在7.46—9.42波動,平均值為8.42,變異系數(shù)0.07, 也屬于弱變異。TDS在0.83—31.8 mg·L-1之間變化,平均值最為9.05 mg·L-1,變異系數(shù)0.92,屬于中等變異。硅酸鹽平均值為11.08 mg·L-1,最小值和最大值分別為7.97和19.68 mg·L-1,變異系數(shù)0.21,屬于中等變異。(表1)。

表1 大伙房上游水質(zhì)統(tǒng)計(jì)特征Tab.1 Statistical values of water quality in upper area of Dahuofang Reservoir

3.2 大伙房水庫上游水質(zhì)空間分布特征

由圖2的各水質(zhì)指標(biāo)空間分布可以看出,大伙房上游水體水質(zhì)變化具有顯著的空間分布特征。TN、TP、NH4+-N和硅酸鹽含量表現(xiàn)為上游較小中下游逐漸增多,靠近水庫區(qū)域濃度較大。CODcr和BOD5個別點(diǎn)位較高,如36號采樣點(diǎn)。pH、DO含量都表現(xiàn)為上游較小中下游逐漸增多。大伙房水庫上游三條入庫河流中,渾河(清原段)水質(zhì)狀況優(yōu)于社河和蘇子河,靠近庫區(qū)及庫區(qū)周邊小支流水質(zhì)狀況變差。

圖2 水質(zhì)指標(biāo)空間分布及土地利用Fig.2 Spatial distribution of water quality and land use

3.3 大伙房水庫上游水質(zhì)空間變異分析

半方差函數(shù)是地統(tǒng)計(jì)學(xué)中進(jìn)行空間變量變異特征分析的主要工具,用其分析大伙房水庫上游水質(zhì)指標(biāo)含量的結(jié)構(gòu)性與隨機(jī)性,以便更加細(xì)致準(zhǔn)確地分析大伙房水庫上游河流水質(zhì)的空間變異結(jié)構(gòu)。半方差函數(shù)的擬合要求數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布,本文中TP、DO、pH和硅酸鹽含量不符合正態(tài)分布(表1),對其進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換,使得轉(zhuǎn)換后數(shù)據(jù)均服從正態(tài)分布,用以進(jìn)行半方差函數(shù)的擬合。

通過半方差函數(shù)擬合得到大伙房水庫上游水質(zhì)的空間分布模型和參數(shù)值(表2,圖3)。半變異函數(shù)曲線的形狀反映了空間變異的結(jié)構(gòu)及空間相關(guān)類型,同時能給出空間相關(guān)范圍。TN、TP、NH4+-N、BOD5、DO和pH的最優(yōu)模型為線性模型,CODcr為指數(shù)模型,硅酸鹽為球狀模型。空間結(jié)構(gòu)比(NSR)為塊金值與基臺值的比值C0/(C0+C1),表示空間自相關(guān)度,可度量空間自相關(guān)的變異所占的比例。如果NSR＜25%,說明系統(tǒng)具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性,如果NSR為25%—75%,表明系統(tǒng)具有中等空間相關(guān)性,NSR＞75%,說明系統(tǒng)空間相關(guān)性很弱。TN、TP、NH4+-N BOD5和DO的空間結(jié)構(gòu)比(NSR)大于75%,說明其變化主要由隨機(jī)性因素引起的。CODcr和pH的空間結(jié)構(gòu)比(NSR)分別為39.55%和69.05%,表明的空間變異是由結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素共同引起的,隨機(jī)性因素比例約占39.55%和69.05%。硅酸鹽的空間結(jié)構(gòu)比(NSR)為0.74%,說明其變化主要由結(jié)構(gòu)性因素引起,隨機(jī)性因素僅能解釋硅酸鹽變化的0.74%。

3.4 土地利用方式與水質(zhì)的關(guān)系

DCA分析結(jié)果表明,大伙房水庫上游水質(zhì)的最大梯度長度小于3,因此排序分析采樣RDA。根據(jù)RDA的結(jié)果(表3),土地利用方式對流域水質(zhì)變異的解釋率為16.2%。排序軸1、2的累積貢獻(xiàn)率大于90%,可以較好地反映土地利用方式與水質(zhì)的關(guān)系。RDA排序描述了大伙房水庫上游河流水體 TN、TP、NH4+-N、CODcr、BOD5、DO、pH 和硅酸鹽與土地利用方式的關(guān)系(圖4)。結(jié)果表明,TN和NH4+-N含量與耕地所占比例呈顯著正相關(guān),與草地所占比例呈顯著負(fù)相關(guān)。TP、CODcr、BOD5、pH和硅酸鹽含量與林地所占比例呈顯著負(fù)相關(guān),與水域面積、建設(shè)用地和未利用地所占比例呈顯著正相關(guān)。溶解氧與林地所占比例呈顯著正相關(guān),與水域面積、建設(shè)用地和未利用地所占比例呈顯著負(fù)相關(guān)。

表2 水質(zhì)指標(biāo)半方差函數(shù)理論模型及相應(yīng)參數(shù)Tab.2 Theoretical models of water quality and related parameters

圖3 水質(zhì)指標(biāo)的半方差函數(shù)擬合曲線Fig.3 Semivariogram of water quality

表3 水質(zhì)指標(biāo)與土地利用類型的RDA結(jié)果Tab.3 RDAresults between water quality and Land use composition

圖4 水質(zhì)指標(biāo)與土地利用的RDA排序圖Fig.4 RDAbiplotof waterqualityandlandusecomposition

3.5 社會經(jīng)濟(jì)與水質(zhì)的關(guān)系

本文以大伙房水庫上游流域人口密度(人·km-2)、單位面積國內(nèi)生產(chǎn)總值(萬元·km-2)、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(萬元·人-1)、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例,第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例作為衡量社會經(jīng)濟(jì)水平的指標(biāo),根據(jù)RDA的結(jié)果(表4),社會經(jīng)濟(jì)對流域水質(zhì)變異的解釋率為12.1%。排序軸1、2的累積貢獻(xiàn)率100%,可以較好地反映社會經(jīng)濟(jì)與水質(zhì)的關(guān)系。RDA排序圖描述了大伙房水庫上游河流水體TN、TP、NH4+-N、CODcr、BOD5、DO、pH、和硅酸鹽與社會經(jīng)濟(jì)的關(guān)系(圖5)。結(jié)果表明,TN、TP、CODcr、BOD5和硅酸鹽與人口密度呈負(fù)相關(guān),與人均GDP呈正相關(guān)。NH4+-N含量與單位面積GDP和第二產(chǎn)業(yè)比重呈正相關(guān),與第三產(chǎn)業(yè)比重呈負(fù)相關(guān)。TN、TP和pH還與第一產(chǎn)業(yè)比重呈正相關(guān)關(guān)系。

表4 水質(zhì)指標(biāo)與社會經(jīng)濟(jì)的RDA結(jié)果Tab.4 RDAresults between water quality and socioeconomic development

4 討論

4.1 大伙房水庫水質(zhì)空間特征分析

水質(zhì)的空間分布特征可反映流域土地利用變化、大氣沉降輸入、人為活動等的影響,同時它對流域水資源利用方式、可持續(xù)發(fā)展、管理及生態(tài)環(huán)境的保護(hù)與建設(shè)都具有重要的意義[11,26–27]。本文中經(jīng)典描述性統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn),大伙房上游流域水質(zhì)中僅DO和pH為弱變異,其余水質(zhì)指標(biāo)含量均為中等變異。大部分水質(zhì)指標(biāo)含量的空間分布表現(xiàn)為上游地區(qū)較低,接近庫區(qū)逐漸增大(圖2)。從結(jié)構(gòu)性因素的角度來看,TN、TP、NH4+-N、BOD5、DO都具有較高的空間結(jié)構(gòu)比,說明水質(zhì)空間差異性主要由隨機(jī)性因素引起。CODcr和pH的空間結(jié)構(gòu)比在25%～75%,說明其空間分布有結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素共同作用。硅酸鹽空間結(jié)構(gòu)比小于25%,說明其主要由結(jié)構(gòu)性因素決定。結(jié)構(gòu)性因素如氣候、地形、水文等因素起到增強(qiáng)水質(zhì)指標(biāo)空間相關(guān)性的作用,而隨機(jī)性因素主要表現(xiàn)為人為活動,人為活動的影響使得水質(zhì)指標(biāo)含量的空間相關(guān)性減弱[28,29]。

圖5 水質(zhì)指標(biāo)與社會經(jīng)濟(jì)的RDA排序圖Fig.5 RDA biplot of water quality and socioeconomic development

4.2 土地利用類型和社會經(jīng)濟(jì)對水質(zhì)空間分布的影響

在探討水質(zhì)空間分布特征的影響因素時,不僅要考慮土地利用類型對小流域水質(zhì)的影響,而且要同時考慮社會經(jīng)濟(jì)特征對小流域水質(zhì)的影響[30–31]。由于土地利用類型上所承載的社會經(jīng)濟(jì)活動類型及水平具有異質(zhì)性,污染物及其累積濃度的特征也可能呈現(xiàn)出不同的特征[19],這種異質(zhì)性使得土地利用類型對水質(zhì)的影響在不同小流域之間具有很大差異,以致土地利用類型對水質(zhì)影響的貢獻(xiàn)率降低。因此,分析土地利用類型與水體污染物濃度的關(guān)系時,就可能由于社會經(jīng)濟(jì)的差異而導(dǎo)致土地利用對水質(zhì)的影響作用變得模糊,致使分析結(jié)果和實(shí)際存在偏差,從而降低結(jié)論的準(zhǔn)確性[32–33]。綜合考慮土地利用類型及其社會經(jīng)濟(jì)特征能更準(zhǔn)確地反映其與水質(zhì)的關(guān)系,本文中RDA分析結(jié)果顯示土地利用和社會經(jīng)濟(jì)共能解釋流域水質(zhì)變異的28.3%,其中土地利用能解釋水質(zhì)變異的16.2%,社會經(jīng)濟(jì)能解釋12.1%(表3、表4)。流域水質(zhì)受到人為的、自然的多種因素的影響,土地利用和社會經(jīng)濟(jì)的影響在大伙房上游水質(zhì)空間分布占有重要份額。

具體的影響從RDA排序圖可以看出,TN、TP含量與草地面積比例呈負(fù)相關(guān),與耕地呈正相關(guān)。這與黃金良等(2011)和王嬌等(2012)的研究結(jié)果一致[11,34]。耕地植被覆蓋度低,氮素流失相對容易,人為施肥更使大量的不能被作物利用的氮素隨降雨徑流進(jìn)入河道,導(dǎo)致氮素含量升高,而草地可以攔截一定的氮素。TN、TP含量與人口密度呈負(fù)相關(guān)與人均GDP和第一產(chǎn)業(yè)呈正相關(guān),研究區(qū)人口密度較低,清原、新賓、撫順縣3個縣的平均人口密度僅為70.4人·km-2,人類生活對流域水質(zhì)的影響較小,對水質(zhì)產(chǎn)生影響的主要為生產(chǎn)活動。CODcr和BOD5與未利用地、建設(shè)用地所占比例和第二產(chǎn)業(yè)比重呈正相關(guān)。CODcr主要來源于生活污水或工業(yè)廢水的排放,建設(shè)用地所占比例高說明城鎮(zhèn)化水平增高,第二產(chǎn)業(yè)即工業(yè)比重高加重了生活污水和工業(yè)廢水向水體的排放,致使水體中CODcr含量升高。TP、CODcr、BOD5、pH和硅酸鹽含量還與林地所占比例呈顯著負(fù)相關(guān),與水域面積所占比例呈顯著正相關(guān)。這主要由于林地具有涵養(yǎng)水源、凈化水質(zhì)的功能,而隨著水域面積的增大,河流對河岸帶的沖刷增強(qiáng),河岸帶土壤中的氮磷污染物隨之進(jìn)入水體,對河流水質(zhì)產(chǎn)生影響。由此可見,合理配置土地類型、調(diào)控工業(yè)、農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)等產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將在流域水生態(tài)管理中起到重要作用。

5 結(jié)論

1)大伙房上游河流水質(zhì)指標(biāo)在空間分布上存在較大差異,NH4+-N變異系數(shù)超過100%,屬于強(qiáng)變異,其余指標(biāo)多屬于中等變異,僅DO和pH變異系數(shù)<10%,屬于弱變異。在分布上具體表現(xiàn)為TN、TP、NH4+-N和硅酸鹽含量上游較小中下游逐漸增多,靠近水庫區(qū)域濃度較大。CODcr和BOD5個別點(diǎn)位較高。

2)TN、TP、NH4+-N、BOD5和DO的空間結(jié)構(gòu)比大于75%,說明其變化主要由隨機(jī)性因素引起的。CODcr和pH的空間結(jié)構(gòu)比分別為39.55%和69.05%,表明的空間變異是由結(jié)構(gòu)性因素和隨機(jī)性因素共同引起的,隨機(jī)性因素比例約占39.55%和69.05%。硅酸鹽的空間結(jié)構(gòu)比為0.74%,說明其變化主要由結(jié)構(gòu)性因素引起。

3)土地利用和社會經(jīng)濟(jì)的影響在大伙房上游水質(zhì)空間分布占有重要份額。土地利用能解釋流域水質(zhì)變異的16.2%,社會經(jīng)濟(jì)能解釋12.1%。林地和草地比例越大水質(zhì)越好,耕地、建設(shè)用地和未利用地比例越大水質(zhì)越差,具體表現(xiàn)為TN和NH4+-N含量與草地所占比例呈顯著負(fù)相關(guān),與耕地所占比例呈顯著正相關(guān)。TP、CODcr、BOD5、pH和硅酸鹽含量與林地所占比例呈顯著負(fù)相關(guān),與水域面積、建設(shè)用地和未利用地所占比例呈顯著正相關(guān)。大伙房上游地區(qū)人口密度較小,人類生活對水質(zhì)影響較小,而生產(chǎn)活動對水質(zhì)影響較大,主要體現(xiàn)為水體TN、TP與人均GDP呈正相關(guān),CODcr和BOD5與工業(yè)比重呈正相關(guān)。

參考文獻(xiàn)

[1]史玉強(qiáng),劉建東,金永民,等.遼寧大伙房水庫水質(zhì)健康風(fēng)險評估[J].中國環(huán)境監(jiān)測,2013,29(3):60–64.

[2]吳鋼,蔡井偉,付海威,等.模糊綜合評價在大伙房水庫下游水污染風(fēng)險評價中應(yīng)用[J].環(huán)境科學(xué),2007,28(11):2438–2441.

[3]高佳,蘇芳莉,孟繁斌.大伙房水庫流域重金屬Cu分布特征規(guī)律[J].水土保持學(xué)報(bào),2015,29(1):235–238+262.

[4]王瓊,李法云,范志平,等.大伙房水庫入庫河流物理生境評價及其對水質(zhì)狀況的影響[J].環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào),2015,35(9):2850–2859.

[5]BONACCI O,BONACCI T.The influence of hydroelectrical development on the flow regime of the karstic river Cetina[J].Hydrological Process,2003,17(1):147–161.

[6]CULLAJ A,HASKO A,MIHO A,et al.The quality of Albanian natural waters and the human impact[J].Environ Intern,2005,31(1):1335–1461.

[7]李艷利,徐宗學(xué),劉星才.渾太河流域氮磷空間異質(zhì)性及其對土地利用結(jié)構(gòu)的響應(yīng)[J].環(huán)境科學(xué)研究,2012,25(7):770–777.

[8]RHODES AL,NEWTON RM,PUFALL A.Influences of land use on water quality of a diverse New England watershed[J].Environmental Science&Technology,2008,35(18):3640–3645.

[9]SCHOONOVER JE,LOCKABY BG.Land cover impacts on stream nutrients and fecal coliform in the lower Piedmont of West Georgia[J].Journal of Hydrology,2006,331(3/4):371–382.

[10]HWANG SJ,LEE SW,SON JY,et al.Moderating effects of the geometry of reservoirs on the relation between urban land use and water quality[J].Landscape and Urban Planning,2007,82(4):175–183.

[11]王嬌,馬克明,張育新,等.土地利用類型及其社會經(jīng)濟(jì)特征對河流水質(zhì)的影響[J].環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào),2012,32(1):57–65.

[12]CHANGE H.Spatialanalysis of water quality trends in the Han River basin,South Korea[J].Water Research,2008,42(13):3285–3340.

[13]LEE SW,HWANG SJ,LEE SB,et al.Landscape ecological approach to the relationships of land use patterns in watersheds to water quality characteristics[J].Landscape and Urban Planning,2009,92(2):80–89.

[14]胡和兵,劉紅玉,郝敬鋒,等.南京市九鄉(xiāng)河流域景觀格局空間分異對河流水質(zhì)的影響[J].環(huán)境科學(xué),2012,33(3):794–801.

[15]周慧平,高超,孫波,等.巢湖流域土壤全磷含量的空間變異特征和影響因素[J].農(nóng)業(yè)環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào),2007,26(6):2112–2117.

[16]WANG X.Integrating water-quality management and land-use planning in a watershed context[J].Journal of Environmental Management,2001,61(1):25–36.

[17]REN W,ZHONG Y,MELIGRANA J,et al.Urbanization,land use,and water quality in Shanghai:1947-1996[J].Environment International,2003,29(5):649–659.

[18]MORENO JL,NAVARRO C De las,HERAS J.Abiotic ecotypes in south-central Spanish rivers: Reference conditions and pollution[J].Environmental Pollution,2006,143(3):388–396.

[19]郭青海,馬克明,楊柳.城市非點(diǎn)源污染的主要來源及分類控制對策[J].環(huán)境科學(xué),2006,27(11):2170–2175.

[20]TU J.Spatial Variations in the Relationshipsbetween Land Use and Water Quality across an Urbanization Gradient in the Watersheds of Northern Georgia, USA[J].Environmental Management,2013,51(1):1–17.

[21]王娟,張飛,張?jiān)?等.艾比湖區(qū)域水質(zhì)空間分布特征及其與土地利用/覆被類型的關(guān)系[J].生態(tài)學(xué)報(bào),2016,36(24):7971–7980.

[22]于松延,徐宗學(xué),武瑋,等.北洛河流域水質(zhì)空間異質(zhì)性及其對土地利用結(jié)構(gòu)的響應(yīng)[J].環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào),2014,34(5):1309–1315.

[23]吉冬青,文雅,魏建兵,等.流溪河流域景觀空間特征與河流水質(zhì)的關(guān)聯(lián)分析[J].生態(tài)學(xué)報(bào),2015,35(2):246–253.

[24]撫順市統(tǒng)計(jì)局.2011年撫順統(tǒng)計(jì)年鑒.中國統(tǒng)計(jì)出版社,2012.

[25]魏復(fù)盛.水和廢水監(jiān)測分析方法(第4版)[M].北京:中國環(huán)境科學(xué)出版社,2002.

[26]Novotny V.WaterQuality:Diffuse Pollution and Watershed Management[M].New York:Wiley,2002.

[27]李昆,李兆華,陳紅兵,等.丹江口水庫上游武當(dāng)山劍河水質(zhì)空間差異性分析[J].湖泊科學(xué),2013,25(5):649–654.

[28]CAMBARDELLA CA,MOORMAN TB,NOWAK J M,et al.Field scale variability of soil properties in central Iowa soils[J].Soil Science Society of America Journal,1994,58(5):1501–1511.

[29]歐陽志宏,郭懷成,王婉晶,等.1982—2012年滇池水質(zhì)變化及社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展對水質(zhì)的影響[J].中國環(huán)境監(jiān)測,2015,31(2):68–73.

[30]李中杰,鄭一新,張大為,等.滇池流域近20年社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展對水環(huán)境的影響[J].湖泊科學(xué),2012,24(6):875–882.

[31]黃木易,何翔.近20年來巢湖流域景觀生態(tài)風(fēng)險評估與時空演化機(jī)制[J].湖泊科學(xué),2016,28(4):785–793.

[32]王政權(quán).地統(tǒng)計(jì)學(xué)及在生態(tài)學(xué)中的應(yīng)用[M].北京:科學(xué)出版社,1999.

[33]王超,單保慶,秦晶,等.海河流域社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展對河流水質(zhì)的影響[J].環(huán)境科學(xué)學(xué)報(bào),2015,35(8):2354–2361.

[34]黃金良,李青生,洪華生,等.九龍江流域土地利用/景觀格局-水質(zhì)的初步關(guān)聯(lián)分析[J].環(huán)境科學(xué),2011,32(1):64–72.