土地利用方式和社會經濟對大伙房水庫上游河流水質空間異質性的影響

王瓊,王善祥,范志平,*,李法云

1.遼寧石油化工大學生態環境研究院,遼寧 撫順 113001

2.遼寧石油化工大學化學化工與環境學部,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,其水質直接影響到居民的用水質量和健康安全[1]。由于水庫上游河流與庫區存在空間上的連續性,上游水質直接影響庫區水環境。目前,對大伙房上游地區水質的研究主要集中在水質是否達標、水質評價及水體污染控制等方面,對流域水質的空間分布特點及其形成機制研究較少[2–4]。水質受自然環境的變化及人類活動的干擾等復合作用的影響存在著空間差異性。水質空間上的變化不僅反映了地形、地質和氣候等自然條件在河流中形態表征的變化,同時也體現了人類生產、生活等活動對河流水質的影響[5–7]。隨著經濟的發展,人類活動對水質的影響逐漸增強,人口快速增長、經濟迅猛發展、土地利用方式的改變都對水質產生直接或間接的影響。不同的土地利用方式,在養分管理、養分循環或養分平衡上有很大的差異[8–11]。土地利用與水環境質量之間存在緊密的相互作用關系,如:以林地和草地為主的流域水質明顯好于以耕地為主的流域,隨著流域內林地和草地的增加,非點源污染降低,而隨著耕地比例的升高,非點源污染有逐漸增大的趨勢[12–15]。社會經濟因素對水質的影響更為復雜[16–19],最直接的影響就是生活污水、工業廢水的排放,這些都與人口密度、工農業生產有關。目前,國內外已有許多學者利用統計分析模型結合GIS以及遙感數據進行深入探討研究地區土地利用格局與水質之間的關系,如:Tu對美國喬治亞州北部土地利用空間變化和水質之間關系的研究[20],王娟等對艾比湖區域水質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空間異質性對土地利用結構的研究[22],吉冬青等對流溪河流域景觀空間特征與水質關聯性的研究等[23]。對于社會經濟對水質空間分布特征的影響研究較少,土地利用類型與社會經濟活動相互作用,社會經濟活動的影響造成土地利用的異質性,而土地利用也會對社會經濟活動的發展產生制約,二者共同作用于河流水質。因此,分析流域內土地利用方式和社會經濟發展對水質空間變化的影響,規范土地利用類型和經濟發展模式,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為研究對象,結合GIS技術和地統計分析方法,研究流域尺度水質空間異質性特征,分析河流水質變異的控制因子。在此基礎上,結合土地利用和經濟發展統計數據,探討土地利用方式和社會經濟與水質指標的關系,及其對水質空間分布特征的影響,以期為流域水環境管理提供理論基礎和數據支持。

2 研究區域與研究方法

2.1 研究區域概況

大伙房水庫位于遼寧省東北部,地理坐標為東經 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4 km,整個庫區定為集中式生活飲用水水源地一級保護區。大伙房水庫匯水區內主要河流有渾河(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。該區域為大陸性季風氣候,受季風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,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%,三縣總人口75.3萬人,2011年地區生產總值2892.8億元,第一、二、三產業產值分別占地區生產總值的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、蘇子河流域內選取39個點位進行調查采樣。調查時用GPS定位儀確定監測點的經度、緯度和海拔高度,具體位點位置見圖1。

2.2.2 水質指標及測定方法

采用多參數水質分析儀(YSI 6600,美國)現場測定水溫、pH值、溶解氧(DO)。同時采集1000 mL水樣固定后置于4℃保溫箱帶回實驗室,24h內測定總氮(TN)、總磷(TP)、銨態氮(NH4+-N)、化學需氧量(CODCr)、生物耗氧量(BOD5)、硅酸鹽等化學指標。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,銨態氮測定采用納氏試劑比色法,化學需氧量采用重鉻酸鉀法、生物耗氧量采用碘量法。水樣的保存和預處理嚴格按照《水和廢水監測分析方法》中的相關實驗方法進行[25]。同時,為減小系統誤差,以上樣品均重復測定3次,數據分析過程中取其平均值。

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

2.2.3 數據分析

運用SPSS 13.0軟件分析水質數據的方差、變異系數標準差和K-S檢驗等,據此來衡量各采樣點水質指標的特征。為反映土地利用方式和社會經濟對水質的影響,利用Canoco4.5統計軟件,在對水質指標數據進行去趨勢對應分析(DCA)計算排序軸梯度長度的基礎上,采用冗余分析法(RDA)對水質指標與土地利用方式和社會經濟數據(2011撫順統計年鑒)矩陣進行排序分析。

地統計分析采用GS+和ArcGIS9.3軟件。半方差函數計算公式為:

式中:r(h)為半方差函數,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。

3 結果與分析

3.1 大伙房水庫上游水質描述性統計分析

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,不同采樣點間存在較大差異,變異系數分別為0.79和0.77,按照變異等級劃分標準CV＜10%弱變異性,10%≤CV≤100%中等變異性,CV＞100%強變異性,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,采樣點間變異系數達到1.15,屬于強變異。TN、TP和NH4+-N均達到國家Ⅲ類地表水環境標準。CODCr和BOD5平均值分別為 21.65 mg·L-1和 2.71 mg·L-1, 變異系數分別為0.24和0.61,屬于中等變異。多數點位BOD5符合國家Ⅲ類地表水環境標準,而多數點位CODCr超過國家Ⅲ類地表水環境標準。DO變化范圍8.02—11.96波動,平均值 9.93 mg·L-1,變異系數 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0.21,屬于中等變異。(表1)。

表1 大伙房上游水質統計特征Tab.1 Statistical values of water quality in upper area of Dahuofang Reservoir

3.2 大伙房水庫上游水質空間分布特征

由圖2的各水質指標空間分布可以看出,大伙房上游水體水質變化具有顯著的空間分布特征。TN、TP、NH4+-N和硅酸鹽含量表現為上游較小中下游逐漸增多,靠近水庫區域濃度較大。CODcr和BOD5個別點位較高,如36號采樣點。pH、DO含量都表現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)水質狀況優于社河和蘇子河,靠近庫區及庫區周邊小支流水質狀況變差。

圖2 水質指標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空間變異分析

半方差函數是地統計學中進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指標含量的結構性與隨機性,以便更加細致準確地分析大伙房水庫上游河流水質的空間變異結構。半方差函數的擬合要求數據符合正態分布,本文中TP、DO、pH和硅酸鹽含量不符合正態分布(表1),對其進行對數轉換,使得轉換后數據均服從正態分布,用以進行半方差函數的擬合。

通過半方差函數擬合得到大伙房水庫上游水質的空間分布模型和參數值(表2,圖3)。半變異函數曲線的形狀反映了空間變異的結構及空間相關類型,同時能給出空間相關范圍。TN、TP、NH4+-N、BOD5、DO和pH的最優模型為線性模型,CODcr為指數模型,硅酸鹽為球狀模型?？臻g結構比(NSR)為塊金值與基臺值的比值C0/(C0+C1),表示空間自相關度,可度量空間自相關的變異所占的比例。如果NSR＜25%,說明系統具有強烈的空間相關性,如果NSR為25%—75%,表明系統具有中等空間相關性,NSR＞75%,說明系統空間相關性很弱。TN、TP、NH4+-N BOD5和DO的空間結構比(NSR)大于75%,說明其變化主要由隨機性因素引起的。CODcr和pH的空間結構比(NSR)分別為39.55%和69.05%,表明的空間變異是由結構性因素和隨機性因素共同引起的,隨機性因素比例約占39.55%和69.05%。硅酸鹽的空間結構比(NSR)為0.74%,說明其變化主要由結構性因素引起,隨機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的關系

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

表2 水質指標半方差函數理論模型及相應參數Tab.2 Theoretical models of water quality and related parameters

圖3 水質指標的半方差函數擬合曲線Fig.3 Semivariogram of water quality

表3 水質指標與土地利用類型的RDA結果Tab.3 RDAresults between water quality and Land use composition

圖4 水質指標與土地利用的RDA排序圖Fig.4 RDAbiplotof waterqualityandlandusecomposition

3.5 社會經濟與水質的關系

本文以大伙房水庫上游流域人口密度(人·km-2)、單位面積國內生產總值(萬元·km-2)、人均國內生產總值(萬元·人-1)、第一產業產值占國內生產總值的比例、第二產業產值占國內生產總值的比例,第三產業產值占國內生產總值的比例作為衡量社會經濟水平的指標,根據RDA的結果(表4),社會經濟對流域水質變異的解釋率為12.1%。排序軸1、2的累積貢獻率100%,可以較好地反映社會經濟與水質的關系。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、和硅酸鹽與社會經濟的關系(圖5)。結果表明,TN、TP、CODcr、BOD5和硅酸鹽與人口密度呈負相關,與人均GDP呈正相關。NH4+-N含量與單位面積GDP和第二產業比重呈正相關,與第三產業比重呈負相關。TN、TP和pH還與第一產業比重呈正相關關系。

表4 水質指標與社會經濟的RDA結果Tab.4 RDAresults between water quality and socioeconomic development

4 討論

4.1 大伙房水庫水質空間特征分析

水質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、可持續發展、管理及生態環境的保護與建設都具有重要的意義[11,26–27]。本文中經典描述性統計分析發現,大伙房上游流域水質中僅DO和pH為弱變異,其余水質指標含量均為中等變異。大部分水質指標含量的空間分布表現為上游地區較低,接近庫區逐漸增大(圖2)。從結構性因素的角度來看,TN、TP、NH4+-N、BOD5、DO都具有較高的空間結構比,說明水質空間差異性主要由隨機性因素引起。CODcr和pH的空間結構比在25%～75%,說明其空間分布有結構性因素和隨機性因素共同作用。硅酸鹽空間結構比小于25%,說明其主要由結構性因素決定。結構性因素如氣候、地形、水文等因素起到增強水質指標空間相關性的作用,而隨機性因素主要表現為人為活動,人為活動的影響使得水質指標含量的空間相關性減弱[28,29]。

圖5 水質指標與社會經濟的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濟對水質空間分布的影響

在探討水質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的影響,而且要同時考慮社會經濟特征對小流域水質的影響[30–31]。由于土地利用類型上所承載的社會經濟活動類型及水平具有異質性,污染物及其累積濃度的特征也可能呈現出不同的特征[19],這種異質性使得土地利用類型對水質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影響的貢獻率降低。因此,分析土地利用類型與水體污染物濃度的關系時,就可能由于社會經濟的差異而導致土地利用對水質的影響作用變得模糊,致使分析結果和實際存在偏差,從而降低結論的準確性[32–33]。綜合考慮土地利用類型及其社會經濟特征能更準確地反映其與水質的關系,本文中RDA分析結果顯示土地利用和社會經濟共能解釋流域水質變異的28.3%,其中土地利用能解釋水質變異的16.2%,社會經濟能解釋12.1%(表3、表4)。流域水質受到人為的、自然的多種因素的影響,土地利用和社會經濟的影響在大伙房上游水質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相關,與耕地呈正相關。這與黃金良等(2011)和王嬌等(2012)的研究結果一致[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入河道,導致氮素含量升高,而草地可以攔截一定的氮素。TN、TP含量與人口密度呈負相關與人均GDP和第一產業呈正相關,研究區人口密度較低,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的影響較小,對水質產生影響的主要為生產活動。CODcr和BOD5與未利用地、建設用地所占比例和第二產業比重呈正相關。CODcr主要來源于生活污水或工業廢水的排放,建設用地所占比例高說明城鎮化水平增高,第二產業即工業比重高加重了生活污水和工業廢水向水體的排放,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相關,與水域面積所占比例呈顯著正相關。這主要由于林地具有涵養水源、凈化水質的功能,而隨著水域面積的增大,河流對河岸帶的沖刷增強,河岸帶土壤中的氮磷污染物隨之進入水體,對河流水質產生影響。由此可見,合理配置土地類型、調控工業、農業和服務業等產業結構將在流域水生態管理中起到重要作用。

5 結論

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

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

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

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