1990-2019年江蘇片區(qū)入太湖水量變化及原因分析*

胥瑞晨，逄 勇，胡祉冰

(1：河海大學(xué)環(huán)境學(xué)院,南京 210098) (2：河海大學(xué)淺水湖泊綜合治理與資源開發(fā)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室,南京 210098)

流域又稱為集水區(qū)，是水量歸屬地的重要評(píng)判依據(jù)，通常認(rèn)定當(dāng)?shù)乇硭偷叵滤募畢^(qū)重合時(shí)，稱其為閉合流域，否則稱為不閉合流域[1]. 鑒于太湖流域地下水流域仍未十分明確[2-3]，很多學(xué)者將太湖地表水流域(36900 km2)科學(xué)地分為7個(gè)水利分區(qū)(湖西區(qū)、武澄錫虞區(qū)、陽(yáng)澄淀泖區(qū)、浙西區(qū)、杭嘉湖區(qū)、浦西區(qū)和浦東區(qū))和一個(gè)太湖匯水區(qū)(2338 km2)[4-5]，其中江蘇片區(qū)的湖西區(qū)和武澄錫虞區(qū)為太湖主要的入湖分區(qū)，近30年來(lái)這兩個(gè)片區(qū)的入湖水量約占流域總?cè)牒康?0%～80%[6]，具有典型性和代表性. 而陽(yáng)澄淀柳區(qū)雖然也屬于江蘇片區(qū)，但多年平均入湖水量不足全流域入湖水量的2%，因此本研究?jī)H將湖西區(qū)和武澄錫虞區(qū)作為本文的研究范圍. 對(duì)于一個(gè)湖體來(lái)說，入湖流量來(lái)源于自然降雨徑流和外部引水，主要影響原因可初步確定為降雨量和蒸發(fā)量、土地徑流系數(shù)以及外部引調(diào)水3部分[7]. 陶雨薇等對(duì)太湖流域湖西區(qū)的降雨量進(jìn)行了長(zhǎng)序列突變分析，發(fā)現(xiàn)湖西區(qū)近年來(lái)降雨量有明顯的上升趨勢(shì)[8]，并且在集水區(qū)周邊更加容易發(fā)生極端暴雨事件；同時(shí)李伶杰等對(duì)流域土地利用類型進(jìn)行了近25年的分析，結(jié)果表明2010年不透水區(qū)域的面積相對(duì)于1985年增加了150%，這將間接導(dǎo)致入湖徑流系數(shù)的增大，進(jìn)而導(dǎo)致入湖水量的增加[9]；關(guān)于江蘇片區(qū)的引水，主要來(lái)源于“引江濟(jì)太”工程與湖西區(qū)沿江泵站的抽水站調(diào)度，胥瑞晨等對(duì)流域近年來(lái)的引水量做了深入分析，發(fā)現(xiàn)沿江引水對(duì)入湖水量也起到了一定的疊加效應(yīng)，提升了水體交換速度[10]，使得近年來(lái)太湖水體交換周期縮短至170 d左右. 總體而言，以往的研究在入湖水量成因的定性研究方面取得了較大進(jìn)展，但在定量化方面仍有一定不足[11].

本研究通過中國(guó)氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)(http://data.cma.cn/)獲取了太湖流域1990-2019年共計(jì)30年溧陽(yáng)站(58345)和常州站(58343)兩個(gè)氣象站點(diǎn)的逐日資料；通過毛新偉等[12]及水利部太湖流域管理局(http://www.tba.gov.cn/)公開的數(shù)據(jù)，獲取了沿江主要口門1990-2019年的逐年引水量資料以及湖西區(qū)和武澄錫虞區(qū)的入湖水量資料；通過地理空間數(shù)據(jù)云(http://www.gscloud.cn/)下載了1990-2019年太湖湖西區(qū)和武澄錫虞區(qū)精度為30 m的逐年遙感影像資料，并利用Envi5.3對(duì)土地利用類型進(jìn)行計(jì)算統(tǒng)計(jì). 借助Mann-Kendall(M-K)突變法尋找3個(gè)主要原因近30年的突變年份，并根據(jù)實(shí)際情況做了相關(guān)討論分析. 最后以1990-2019年城鎮(zhèn)化率、降雨量和蒸發(fā)量以及外部引水量為自變量，入湖水量為因變量，采用Pearson法對(duì)主要因素做相關(guān)性及貢獻(xiàn)度分析，討論其對(duì)江蘇片區(qū)入太湖水量的具體影響.

1 研究區(qū)域與方法

1.1 研究區(qū)域

7大水利分區(qū)均為太湖流域的子流域，具有相對(duì)獨(dú)立的匯水特性，江蘇片區(qū)中主要的入湖區(qū)域包括湖西區(qū)和武澄錫虞區(qū)(31°5′10″～32°22′15″N, 119°0′0″～120°53′20″E)，其主要由江蘇省鎮(zhèn)江市、常州市、無(wú)錫市和蘇州市所管轄(圖1)，總面積約為11697 km2，同時(shí)該區(qū)域近年來(lái)城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展與沿江引水量的增加也備受關(guān)注，具有深入研究的必要性和典型性. 地處長(zhǎng)江下游流域區(qū)，氣候溫潤(rùn)多雨，根據(jù)中國(guó)氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)提供的數(shù)據(jù)，計(jì)算得到近30年來(lái)年均降雨量為1195 mm，蒸發(fā)量為1091 mm. 丘陵山區(qū)的地帶性土壤相應(yīng)為亞熱帶的黃棕壤與中亞熱帶的紅壤，太湖平原河網(wǎng)湖群的低地區(qū)以沼澤土為主，耕作土壤區(qū)則以水稻土為主[13]，2017年的建設(shè)用地開發(fā)程度是1985年的近3倍，區(qū)域土地利用類型及占比發(fā)生了重大變化[14]. 根據(jù)水利部太湖流域管理局公開的數(shù)據(jù)資料可知，沿江主要設(shè)有14個(gè)抽水泵站，年均向流域引調(diào)水37億m3，區(qū)域水量最終通過望虞河、太滆運(yùn)河、陳東港等50多條入湖河道匯入太湖，近年來(lái)研究區(qū)域年均入湖水量約為64億m3. 同時(shí)，本研究將其余河網(wǎng)閘站設(shè)為一個(gè)整體，在后期研究中將不會(huì)對(duì)研究結(jié)果產(chǎn)生任何影響，因此在此不做具體闡述.

圖1 研究區(qū)域(湖西區(qū)與武澄錫虞區(qū))Fig.1 Study area (Huxi area and Wuchengxiyu area)

1.2 研究方法

1.2.1 基于Mann-Kendall的趨勢(shì)檢驗(yàn)及突變檢驗(yàn)法 Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法[15]是由Mann H.B.和Kendall M.G.提出的一種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法，又叫無(wú)分布檢驗(yàn)法，可以用于分析現(xiàn)象或者事物隨時(shí)間的變化是自然波動(dòng)還是存在著確定的變化趨勢(shì). 因此方法不需要樣本有特定的分布規(guī)律而且不會(huì)受到異常值、缺失值的干擾，適用性廣，可以明確趨勢(shì)的顯著性和突變發(fā)生時(shí)間且計(jì)算較為方便，多用于了解降雨、徑流、水質(zhì)、氣候等的變化發(fā)展規(guī)律. 本研究中的建筑面積和流域進(jìn)出水量均為遙感解譯及實(shí)際監(jiān)測(cè)數(shù)值，與降雨等數(shù)據(jù)監(jiān)測(cè)方式一致，沒有對(duì)數(shù)據(jù)增加任何人為后期處理與干擾，屬于自然變化規(guī)律研究范疇，因此也可采用此方法進(jìn)行研究.

Mann-Kendall突變檢驗(yàn)法：對(duì)時(shí)間序列(x1,x2,x3,…，xn)，定義：

其中，

(1)

(2)

均值：

E(Sk)=k(k-1)/4

(3)

方差：

var(Sk)=k(k-1)(2k+5)/72

(4)

將Sk標(biāo)準(zhǔn)化：

(5)

式中，UFk服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，給定的α置信水平下，當(dāng)|UFk|>Uα/2，說明時(shí)間序列存在顯著的趨勢(shì)變化. 對(duì)反序排列的時(shí)間序列(xn,xn-1,xn-2,…，x1)，按同樣的方法，則UBk′=-UFk，k′=n+1-k. 分析繪制的UFk、UBk′曲線以及Uα曲線(U0.05=±1.96)，當(dāng)UFk或者UBk′>0，表示趨勢(shì)上升，當(dāng)UFk或者UBk′<0，表示趨勢(shì)下降，超過Uα曲線則說明上升或者下降的趨勢(shì)顯著. 當(dāng)UFk、UBk′曲線在Uα曲線之間出現(xiàn)交點(diǎn)，則交點(diǎn)時(shí)刻即為突變發(fā)生的時(shí)刻.

1.2.2 基于Envi5.3的地類遙感分析法 本研究基于Landsat5(服役年限：1985-2013年)、Landsat7(服役年限：2000年至今)與Landsat8(服役年限：2013年至今)衛(wèi)星，收集到了1990-2019年的逐年[16]遙感影像資料. 由于1990-2019年期間遙感衛(wèi)星影像的不確定性、樣本標(biāo)記的不確定性和聚類統(tǒng)計(jì)計(jì)算中出現(xiàn)的不確定性，本研究?jī)H對(duì)1990、1995、2000、2005、2010、2016和2019年的衛(wèi)星影像進(jìn)行土地監(jiān)督分類處理. 為了突出人造建筑痕跡，本研究采用了7∶5∶3波段進(jìn)行研究，主要對(duì)研究區(qū)域的建筑用地、林地、農(nóng)田和水體4種主要土地利用類型進(jìn)行遙感統(tǒng)計(jì)，樣本檢驗(yàn)值均在1.97以上，可以很好地對(duì)不同地類進(jìn)行區(qū)分. 具體方法流程和案例分析見圖2.

圖2 基于Envi5.3的研究區(qū)域土地利用類型統(tǒng)計(jì)分析Fig.2 Statistical analysis of land use types in the study area based on Envi5.3

1.2.3 基于Pearson系數(shù)的相關(guān)性分析方法 采用Pearson系數(shù)法[17]計(jì)算入湖水量與建筑面積、降雨量、蒸發(fā)量、總引水量、沿江引水量和望虞河引水量間的相關(guān)性，具體公式為：

(6)

式中，r為兩點(diǎn)位相關(guān)系數(shù)，xi和yi分別為研究點(diǎn)位鹽度年均值序列，n為年數(shù)，lxx和lyy分別為變量x和y的離均差平方和，lxy為變量x和y的離均差積和. 相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值越大，相關(guān)性越強(qiáng)，相關(guān)系數(shù)越接近于1或 -1，相關(guān)度越強(qiáng)，相關(guān)系數(shù)越接近于0，相關(guān)度越弱. 根據(jù)經(jīng)驗(yàn)可將相關(guān)程度分為以下幾種情況：當(dāng)0.8≤|r|<1時(shí)，視為極強(qiáng)相關(guān)；0.6≤|r|<0.8時(shí)，視為強(qiáng)相關(guān)；0.4≤|r|<0.6時(shí)，視為中等程度相關(guān)；0.2≤|r|<0.4時(shí)，視為弱相關(guān)；|r|<0.2時(shí)，說明變量之間的相關(guān)程度極弱，或視為不相關(guān).

2 結(jié)果與討論

2.1 入湖水量變化突變分析

2000年之前，研究區(qū)域入湖水量平均在45×108m3左右，之后入湖水量便呈顯著的上升趨勢(shì)，整體數(shù)據(jù)擬合的R2達(dá)到了0.7以上，說明上升幅度較為穩(wěn)定(圖3)，同時(shí)近年來(lái)太湖內(nèi)部的水位也有著類似的變化趨勢(shì)[18]，初步判斷這種現(xiàn)象的產(chǎn)生與區(qū)域城鎮(zhèn)化率的變化、降雨量和蒸發(fā)量的變化和外部沿江引水的變化3方面有關(guān). 結(jié)合Mann-Kendall突變檢驗(yàn)計(jì)算得到水量突變點(diǎn)出現(xiàn)在2003年左右，之后突變趨勢(shì)仍有一定的上漲，但幅度較之前有所降低，這與2000年以后太湖流域的快速發(fā)展及下游需水量的增加有一定的聯(lián)系[19-20]，其中東太湖主要飲用水源地[21]取用水量擴(kuò)增到目前的22.63×108m3/a，這些水資源的剛性需求勢(shì)必導(dǎo)致流域外部沿江引水總量的增加，進(jìn)而增加了區(qū)域的入湖水量，以每隔10年的數(shù)據(jù)為平均計(jì)算，發(fā)現(xiàn)近30年來(lái)總體入湖水量增加幅度達(dá)到了95%. 為了進(jìn)一步確定每類影響原因的具體突變年份，本文接下來(lái)對(duì)土地利用類型、降雨量和蒸發(fā)量與引水量做了進(jìn)一步的Mann-Kendall突變研究.

圖3 1990-2019年研究區(qū)域入湖水量變化及突變計(jì)算：(a)研究區(qū)域入湖水量突變計(jì)算； (b)1990-2019年研究區(qū)域逐年實(shí)測(cè)入湖水量Fig.3 Changes in the amount of water entering the lake from 1990 to 2019 in the study area and calculation of sudden changes:(a) calculation of the sudden change in the amount of water entering the lake in the study area; (b) average annual measured water entering the lake in the study area from 1990 to 2019

2.2 研究區(qū)域外部條件變化及突變分析

2.2.1 研究區(qū)域土地利用類型變化及突變分析 1990-2019年研究區(qū)域土地利用類型的分析結(jié)果(圖4)表明，近30年來(lái)主要變化的土地結(jié)構(gòu)為建筑用地和農(nóng)田，其中建筑用地相對(duì)1990年增加了近2000 km2，是原有面積的1.33倍，農(nóng)田面積減少了1500 km2，占原有面積的21%，水體和林地總體變化不大，主要變化出現(xiàn)在2000年前后，這與當(dāng)時(shí)退圩還湖和森林砍伐等有一定的關(guān)系[22]. 對(duì)建筑用地面積進(jìn)行Mann-Kendall突變計(jì)算，發(fā)現(xiàn)其突變點(diǎn)也在2003年前后，與入湖水量的突變時(shí)間點(diǎn)有著高度一致性，可初步確定近年來(lái)建筑用地面積的大幅度增加會(huì)對(duì)入湖水量增加產(chǎn)生影響[23]. 并且2010年后又有較為明顯的抬升趨勢(shì)，預(yù)測(cè)在未來(lái)10年還會(huì)出現(xiàn)突變現(xiàn)象.

圖4 1990-2019年研究區(qū)域4大地類變化及建筑用地面積突變計(jì)算：(a)研究區(qū)域土地利用面積突變計(jì)算； (b)1990-2019年研究區(qū)域遙感解譯的土地利用面積變化Fig.4 Changes in the four major types of land in the study area from 1990 to 2019 and calculation of sudden changes in construction land area: (a) sudden change calculation of the land use area of the study area; (b) land use area interpreted by remote sensing in the study area from 1990 to 2019

2.2.2 研究區(qū)域降雨量和蒸發(fā)量變化及突變分析 基于1990-2019年溧陽(yáng)站(58345)和常州站(58343)雨量站的逐日降雨蒸發(fā)數(shù)據(jù)，分別對(duì)降雨量和蒸發(fā)量的突變進(jìn)行計(jì)算(圖5). 結(jié)果表明降雨量突變點(diǎn)發(fā)生在2011-2014年之間，2011年之前突變現(xiàn)象不明顯，說明流域降雨雖然有一定的上升趨勢(shì)，但總體上仍較為平穩(wěn)，2014年之后的兩年突變幅度較大，這是由于2015年和2016年降雨量突然暴增[24]， 近5年來(lái)降雨量變化浮動(dòng)較之前更加明顯，可能與全球性氣候變化有關(guān)，但目前總體仍處于較為穩(wěn)定的狀態(tài)，近30年來(lái)的增長(zhǎng)幅度僅為15%. 蒸發(fā)量的突變點(diǎn)出現(xiàn)在2003年左右，與流域入湖水量的突變點(diǎn)具有一致性，并且突變現(xiàn)象明顯，在突變點(diǎn)之后保持了很長(zhǎng)時(shí)間的大幅度降低，總體變化幅度達(dá)到了34%，這個(gè)現(xiàn)象與這兩個(gè)測(cè)點(diǎn)所在區(qū)域土地利用類型的變化有著一定的聯(lián)系[25]，具體原因仍有待進(jìn)一步研究. 降雨量的增加與蒸發(fā)量的減少共同導(dǎo)致了總體變化達(dá)到了49%左右.

圖5 1990-2019年研究區(qū)域降雨量(a)與蒸發(fā)量(b)突變計(jì)算Fig.5 Calculation of sudden changes in rainfall (a) and evaporation (b) in the study area from 1990 to 2019

2.2.3 研究區(qū)域引水量變化及突變分析 對(duì)研究區(qū)域總的沿江引水量做了Mann-Kendall突變檢驗(yàn)(圖6a)，發(fā)現(xiàn)沿江引水量也與入湖水量具有極相似的突變年份，這與2002年望虞河“引江濟(jì)太”工程的正式運(yùn)行有一定關(guān)系，同時(shí)突變幅度一直延續(xù)到2010年后才趨于穩(wěn)定[26]. 從圖6b和c可知區(qū)域沿江引水量自1990-2010年呈現(xiàn)顯著線性上升趨勢(shì)，望虞河引水量總體趨勢(shì)與望虞河以西沿江引水量一致，這是由于區(qū)域引水一般是在降雨量小或者水資源供應(yīng)不足的階段，但在2010年左右望虞河引水量開始呈現(xiàn)二元非線性降低趨勢(shì)，此時(shí)望虞河以西沿江引水量仍然保持著穩(wěn)步上升趨勢(shì)，這說明了望虞河以西沿江引水工程起到了越來(lái)越重要的作用[27]，同樣也可以解釋2010年后變化趨緩的現(xiàn)象. 近30年來(lái)區(qū)域外部引水量總體上升比例達(dá)到了84%，其中望虞河引水增幅也達(dá)到了81%. 雖然中間有京杭大運(yùn)河的阻隔，但仍然不能完全避免外來(lái)水量進(jìn)入太湖，基于河海大學(xué)水文資料可知2017年京杭大運(yùn)河的逆流時(shí)間為134 d，較2007年的10 d多了4個(gè)月左右，此時(shí)外部沿江引水無(wú)法順流而下，將大面積跨過大運(yùn)河進(jìn)入宜興腹地，進(jìn)而導(dǎo)致入湖水量增加的現(xiàn)象產(chǎn)生[28].

圖6 1990-2019年研究區(qū)域引水量突變計(jì)算：(a)研究區(qū)域沿江引水量突變計(jì)算； (b)1990-2019年總沿江引水量逐年變化；(c)1990-2019年望虞河引水量逐年變化Fig.6 Calculation of sudden changes in water diversion in the study area from 1990 to 2019: (a) calculation of the sudden change of water diversion along the river in the study area; (b) year-by-year change of the total water diversion along the river from 1990 to 2019; (c) year-by-year change of the Wangyu River water diversion from 1990 to 2019

2.3 外部條件對(duì)入湖水量的相關(guān)性及貢獻(xiàn)度分析

根據(jù)2.2節(jié)的分析結(jié)果可知，研究區(qū)域的土地利用類型變化、降雨量和蒸發(fā)量變化與外部引水量都是導(dǎo)致近30年入湖水量增加的原因. 為了進(jìn)一步確定每個(gè)因素對(duì)入湖水量的貢獻(xiàn)度，基于Pearson系數(shù)法對(duì)建筑用地面積、降雨量、蒸發(fā)量、外部引水量共計(jì)4個(gè)因素進(jìn)行了相關(guān)性和改進(jìn)型敏感性研究，其中外部引水量細(xì)分了總量、望虞河以西口門引水量以及望虞河引水量. 分析結(jié)果表明，近30年來(lái)，與入湖水量相關(guān)性強(qiáng)弱排序分別為建筑用地面積(lxy=0.8，正極強(qiáng)相關(guān))>蒸發(fā)量(lxy=-0.73，負(fù)強(qiáng)相關(guān))>降雨量(lxy=0.56，正中等相關(guān))>外部引水量(lxy=0.49，正中等相關(guān))，其中望虞河引江量對(duì)入湖水量的影響要大于沿江其他口門的影響[29]. 結(jié)合權(quán)重公式計(jì)算得到了不同外部條件對(duì)入湖水量的具體貢獻(xiàn)度(圖7)，發(fā)現(xiàn)2017-2019年的入湖水量增加其實(shí)是多方面綜合條件變化所導(dǎo)致的結(jié)果和現(xiàn)象，但其中人為因素導(dǎo)致的貢獻(xiàn)度高達(dá)50%，與自然所貢獻(xiàn)的比重一樣，這間接說明了太湖流域江蘇片區(qū)的人為干擾已經(jīng)到達(dá)了一個(gè)臨界點(diǎn)，在此呼吁未來(lái)的土地利用規(guī)劃應(yīng)該更加深入地對(duì)自然環(huán)境進(jìn)行考慮，增加海綿城市和水敏性城市的打造力度，減少硬質(zhì)化建筑的比重[30]，同時(shí)科學(xué)合理地對(duì)外部水資源進(jìn)行引調(diào)，降低對(duì)太湖流域的非自然性影響[31].

式中,M為建筑用地面積、降雨量、蒸發(fā)量與引江總量的相關(guān)度之和；i為對(duì)應(yīng)的具體因素；Ci為不同因素對(duì)入湖水量的貢獻(xiàn)程度.

類別因素名稱貢獻(xiàn)度Ci人為因素建筑用地面積31%引江量(總)19%自然因素降雨量22%蒸發(fā)量28%

3 結(jié)論與展望

1) 近30年來(lái)(1990-2019年)江蘇片區(qū)入太湖水量有明顯且穩(wěn)定的上升趨勢(shì)，總體入湖水量增加幅度達(dá)到了95%，突變時(shí)間位于2003年前后.

2) 導(dǎo)致入湖水量變化的主要原因?yàn)橥恋乩妙愋妥兓⒔涤炅亢驼舭l(fā)量變化以及外部引水量變化，其中近30年來(lái)土地利用類型中建筑用地面積增加了17%，突變時(shí)間在2003年左右；降雨量和蒸發(fā)量增加了49%，其中降雨量增幅為15%，突變時(shí)間在2011-2014年之間，蒸發(fā)量降幅為34%，突變時(shí)間在2003年左右；外部引水年平均增加了84%，其中望虞河增幅為81%，突變時(shí)間在2003年前后. 3方面因素與入湖水量的突變具有高度一致性.

3) 主要外部因素與入湖水量間的相關(guān)關(guān)系分別為建筑用地面積(lxy=0.80，正極強(qiáng)相關(guān))>蒸發(fā)量(lxy=-0.73，負(fù)強(qiáng)相關(guān))>降雨量(lxy=0.56，正中等相關(guān))>外部引水量(lxy=0.49，正中等相關(guān))，其中望虞河引江量對(duì)入湖水量的影響要大于沿江其他口門的影響. 未來(lái)應(yīng)該強(qiáng)化海綿城市和水敏性城市的建設(shè)力度，同時(shí)科學(xué)適當(dāng)引水，以避免給太湖帶進(jìn)過多的人為干擾.

致謝：特別感謝中國(guó)氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)、地理空間數(shù)據(jù)云與水利部太湖流域管理局公開的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)資料.