土地利用變化與社會經濟因素對湖南典型水庫水質變化的影響

楊澤棟，秦治恒，3，白中科，2*，郝易成，3

（1.中國地質大學（北京）土地科學技術學院，北京 100083；2.國土資源部土地整治重點實驗室，北京 100083；3.中國環境科學研究院土壤與固體廢物環境研究所，北京 100012）

河流水質受匯水單元內自然和人為因素的綜合作用[1]，不合理的土地利用[2-4]、城市化[5-6]、農業生產[7]等干擾都會影響到由人類活動產生的污染物隨水文過程的遷移、轉化，進而影響到河流水質。已有研究表明，湖泊水質演變的關鍵驅動因子可以概括為自然因素和人為因素。如鄭丙輝等[8-9]研究表明，滇池流域內經濟的發展和人口的增長產生一系列的生態環境效應，由此導致的土地覆被的變化對滇池水質演變有顯著的作用；龐博等[10]針對洋河流域張家口段河流水質演化及驅動因子分析結果認為，土地利用類型的改變是水質演變的主要驅動因子，其中工業用地對其影響較大，農業用地的影響較小；黃奕龍等[11]認為經濟發展、城市化、人口增長和土地利用格局變化是深圳市河流水質退化的主要驅動機制，但是已有研究都是從幾個影響因子入手，探究某個具體的指標對于河流水質的影響，并沒有做出較為全面的分析。

為保護湖泊生態環境，改善湖泊水質，避免眾多湖泊走“先污染、后治理”的老路，從2010年起，國家財政部和環境保護部聯合開展水質良好湖泊生態環境保護工作[12]。湖南省是湖泊眾多的省份，東江湖、水府廟水庫及大通湖先后被列入國家級良好湖泊生態環境保護工作的行列中，筆者以上述3個湖泊流域為例，從經濟社會發展、自然環境演變以及流域內土地利用結構3個角度識別出導致庫體水質變化的關鍵驅動因子，分析水質變化驅動力對揭示水質變化的原因、內部機制、預測未來變化方向和后果，對制定相應的對策至關重要，可以為良好湖泊生態環境保護工作的具體實施提供科學依據。

1 材料和方法

1.1 研究區概況

東江湖流域（113°08′～113°44′E，25°34′～26°18′N）（圖1）位于郴州市境內，系長江流域湘江水系耒水支流上游，行政區域涉及資興、汝城、桂東、宜章四個縣市，流域總面積4719 km2。流域地表起伏較大，海拔700～800 m。屬亞熱帶季風性濕潤氣候，年總降雨量充沛，平均降雨量1325 mm。

水府廟水庫流域（112°05′～112°14′E，27°38′～27°47′N）地處湖南省腹地，湘江一級支流漣水中游，總面積3 040.5 km2。流域內地形起伏，坡度差異較大，河谷平原、丘陵、崗地和低山交錯排列，海拔63～1511 m，地勢南北高、中間低。屬中亞熱帶季風濕潤氣候區，年總降雨量充沛，年平均降水量1 503.8 mm。

大通湖流域（112°17′～112°42′E，29°04′～29°22′N）屬洞庭湖水系，總面積749 km2，流域內溝渠密布，主要入湖河流有4條（新河、老河、五七運河和蘇河）。大通湖流域地勢低平，為平原地貌，平均海拔26 m。屬于中亞熱帶季風濕潤氣候，年總降雨充沛，年平均降雨量1202 mm。

1.2 數據來源

利用美國陸地衛星Landsat獲取的遙感影像獲得研究區2006—2010年的土地利用分布格局，在ENVI 5.1支持下對遙感影像數據進行大氣輻射校正、幾何校正等預處理，融合DEM、社會經濟等多源數據，采用決策樹分類方法將土地利用類型劃分為林地、建設用地、草地、耕地、園地、水體等6個大類。

綜合考慮3個流域水環境主要污染因子和已有相關研究，水質測定項目為pH、ρ（DO）、ρ（CODMn）、ρ（CODCr）、ρ（BOD5）、ρ（NH+4-N）、ρ（TP）、ρ（TN）和糞大腸桿菌群。采樣斷面設在3個水庫主要入庫河流處，采樣時間2006—2010年，每月檢測1次。統計各監測斷面的水質監測數據，各指標值取湖區監測斷面指標的年平均值。分析結果由資興市環境監測站、湘鄉市環境監測站、大通湖區環境監測站提供。

圖1 研究區位置及主要河流分布圖Figure 1 Location of study area and the distribution of major rivers

影響湖泊水質變化的驅動因子很多，一般可以概括為自然因子和人文因子兩大類[13-15]。從自然環境因素看，影響流域內水質指標變化的因子一般包括氣候、地形、植被及自然災害等因子。河流水質與流域內土地利用類型面積所占比例有很大關聯[16-17]。選擇研究區內主要土地利用類型（耕地、林地和建設用地）面積比例作為自然驅動因子。從經濟社會因子看，經濟發展、人口增長等被認為是湖泊水環境的重要驅動因素，為了消除流域面積以及人口對因子帶來的差異，同時使3個流域間的數據更具可比性，選取單位面積人均生產總值（X1，元·人-1·km-2）、第一產業比例（X2，%）、第二產業比例（X3，%）、第三產業比例（X4，%）、單位面積人均農業總產值（X5，元·人-1·km-2）、單位面積人均工業總產值（X6，元·人-1·km-2）、單位面積人均財政總收入（X7，元·人-1·km-2）、人口密度（X8，人·km-2）、非農業人口比例（X9，%）、自然增長率（X10，%）、單位面積城鎮人均可支配收入（X11，元·人-1·km-2）、單位面積農民人均可支配收入（X12，元·人-1·km-2）等12個單位均值變量作為人文驅動因子。數據來源于各縣市統計年鑒、國民經濟和社會發展統計公報。

1.3 灰色關聯分析

灰色關聯分析是根據因素之間發展趨勢的相似或相異程度，作為衡量因素間關聯程度的一種方法。相對于回歸分析、相關分析等統計分析方法，灰色關聯分析對樣本的數量沒有嚴格的要求，不會產生與定性分析結果不符的情況。灰色系統理論提出了對各子系統進行灰色關聯度分析的概念，意圖通過一定的方法，去尋求系統中各子系統（或因素）之間的數值關系。因此，灰色關聯度分析對一個系統發展變化態勢提供了量化的度量，非常適合動態歷程分析。

灰色關聯度分析法是一種多因素統計分析方法，它是以各因素的樣本數據為依據用灰色關聯度來描述因素間關系的強弱、大小和次序，若樣本數據反映出的兩因素變化的態勢（方向、大小和速度等）基本一致，則它們之間的關聯度較大；反之，關聯度較小。

2 結果與分析

2.1 水質變化特征

為表征3個水庫水質變化情況，取主要入庫河流監測斷面2006—2010年1—12月的水質因子分析結果的平均值（圖2）。

由圖2可知，東江湖pH變化幅度較大，變化范圍為6.91～7.68，水府廟水庫為7.49～7.91，呈現出逐年變小的趨勢，大通湖變化不大，為7.52～7.58。除水府廟水庫的ρ（DO）在2009年為7.49 mg·L-1，其他監測值均高于 7.5 mg·L-1。東江湖的 ρ（CODMn）均低于 2 mg·L-1，水府廟水庫 2006 年的 ρ（CODMn）為 1.77 mg·L-1，其后逐年遞增，但均低于 4 mg·L-1，大通湖的ρ（CODMn）出現小幅度逐年遞增，均屬水環境質量Ⅲ類標準。東江湖和水府廟的ρ（CODCr）值均低于10 mg·L-1，大通湖的 ρ（CODCr）由 16.1 mg·L-1逐年遞增至20.6 mg·L-1。東江湖和水府廟水庫的ρ（BOD）均低于3 mg·L-1，但兩個變化的趨勢不同，前者逐年遞減后者遞增，大通湖的ρ（BOD）高于3 mg·L-1，且逐年遞增，2010年為3.96 mg·L-1。東江湖的ρ（-N）變化幅度較大，但均低于0.15 mg·L-1，水府廟水庫的ρ（-N）由2006年的1.70 mg·L-1逐年下降至1 mg·L-1以下，仍高于0.5 mg·L-1，大通湖的ρ（-N）逐年遞增，變化范圍在0.53～0.79 mg·L-1。東江湖的ρ（TP）2006年為0.012 mg·L-1，其后均低于0.01 mg·L-1，水府廟水庫和大通湖的ρ（TP）均遞增，2010年其值分別為0.056 mg·L-1和0.045 mg·L-1。東江湖的ρ（TN）在2009年之前逐年遞增，2009年削減幅度很大，由2008年的0.316 mg·L-1降至 0.068 mg·L-1，大通湖 ρ（TN）由0.772 mg·L-1遞增至0.922 mg·L-1。東江湖糞大腸桿菌群數均低于200個·L-1，水府廟水庫糞大腸桿菌群數較高，2006年其值為35 750個·L-1，雖然有明顯的逐年下降趨勢，但到2010年仍高于10 000個·L-1，大通湖的糞大腸桿菌群數變化范圍在4892～9285個·L-1。

總體來看，東江湖水質較好，除ρ（CODMn）和ρ（N）表現出小幅度增加的趨勢外，其他指標均表現出水質變好的趨勢。水府廟水庫的ρ（CODMn）、ρ（BOD）和ρ（TP）逐年遞增，其他指標值均為逐年下降。大通湖除了pH和ρ（DO）變化幅度不明顯外，其他指標均表現出不同程度的增加趨勢，從這點來看，大通湖水質逐年惡化。

2.2 社會經濟因素與土地利用變化特征

圖2 研究區湖泊水質監測結果平均值Figure 2 Average value of water quality monitoring in the study area

將原始數據均轉換為無量綱化指標測評值，消除指標單位對計算結果的影響，本文采用z-score法數據進行標準化處理后，在SPSS 19.0中對選取的人文驅動因子中的14個指標進行主成分分析。為使每個因子上的載荷分配更加清晰，各因子的意義更容易理解，采用Varimax最大方差法輸出因子旋轉矩陣（表1），按照特征根（λ）大于1的原則提取出主成分。東江湖流域提取出2個主成分，第一主成分的方差占所有主成分方差的79.135%，第二主成分占17.582%，累計貢獻率達到了96.716%。水府廟水庫流域提取出2個主成分，第一主成分的方差占所有主成分方差的51.007%，第二主成分占44.417%，累計貢獻率為95.424%。大通湖流域提取2個主成分，第一主成分的方差占所有主成分方差的59.933%，第二主成分占29.183%，累計貢獻率達到了89.116%。

對一個變量來說，載荷絕對值較大的因子與其關系更為密切，也更能代表這個變量。按照這一觀點，東江湖流域第一主成分可以看出，單位人均產值、第二產業比例、第三產業比例、單位人均農業產值、單位人均工業產值、單位人均財政收入等與之有很大的正相關，載荷系數均在0.9以上，第一產業比例、農業產值與之有較大的負相關，主要涉及到經濟因素，因此可歸納為經濟因子帶來的壓力；第二主成分中，人口密度、非農業人口比例與之有較強的正相關，自然增長率與之有較強的負相關，主要與人口增長和人口結構相關，可歸納為人口因子帶來的壓力。按上述觀點可得，水府廟水庫流域和大通湖流域兩個主成分均可歸納為經濟因子帶來的壓力和人口因子帶來的壓力。

計算主成分得分得到經濟、人口因素的壓力變化（圖3）。東江湖流域的單位面積人均工業產值增長率最大，由0.891元·人-1·km-2增加到8.595元·人-1·km-2；其次為單位面積人均農業產值，由0.284元·人-1·km-2增加到2.478元·人-1·km-2；單位面積人均財政收入，由0.179元·人-1·km-2增加到1.213元·人-1·km-2。水府廟水庫流域單位面積人均GDP變化率最大，由3.492 元·人-1·km-2增加到6.344元·人-1·km-2；其次為單位面積人均財政收入，由0.105元·人-1·km-2增加到0.190元·人-1·km-2；單位面積人均農業產值，由4.488 元·人-1·km-2增加到7.974元·人-1·km-2。大通湖流域，單位人均工業產值變化率最大，由153.604 元·人-1·km-2增加到393.409元·人-1·km-2；其次為單位人均財政收入，由1.781元·人-1·km-2增加到4.176元·人-1·km-2；單位面積人均GDP，由50.138 元·人-1·km-2增加到97.602元·人-1·km-2。2006—2008年東江湖流域人口因素的壓力要高于經濟因素帶來的壓力，2009—2010年經濟因素要高于人口因素帶來的壓力，且兩者的差異逐年增大。2006—2010年間，水府廟水庫流域和大通湖流域的經濟因素一直高于人口因素帶來的壓力，且差異較為顯著。從各個流域的變化趨勢來看，經濟、人口壓力均呈現逐年遞增的趨勢，3個流域經濟因素變化程度要高于人口因素，環境壓力的變化主要來源于經濟的增長。

表1 人文驅動因子旋轉后的載荷矩陣Table 1 Rotated component matrix of human driving forces

圖3 經濟、人口因素帶來的環境壓力變化Figure 3 Environmental pressure changes brought by economic and demographic factors

圖4顯示了3個研究區主要土地利用類型結構構成比例及其年際變化，可以看出流域間有很大差異。東江湖流域以林地為主，占總面積的74.518%～77.519%；大通湖流域以耕地為主，占總面積的75.709%～76.338%；水府廟水庫流域內耕地和林地比例差異不很大，林地面積比例為52.789%～56.508%，耕地面積比例為36.770%～37.661%，占優勢。從土地利用類型年際變化來看，東江湖流域和水府廟水庫流域耕地面積比例呈上升趨勢，林地面積比例下降；大通湖流域土地利用類型結構變化不顯著，耕地面積比例下降，林地面積比例上升；建設用地面積比例在3個流域內都是上升的，其中水府廟水庫流域變化最為顯著。3個流域2006—2010年間的土地利用類型轉變方向為：東江湖流域和水府廟水庫流域的林地轉變為耕地和建設用地，大通湖流域的耕地轉變為林地和建設用地。

圖4 主要土地利用類型結構構成比例Figure 4 The proportion of main land use types in study area during the period from 2006 to 2010

2.3 社會經濟因素與土地利用變化的效應分析

以3個流域內的經濟、人口因素和土地利用類型面積比例作為驅動力因子進行灰度關聯度分析，具體算法參照文獻[18-19]，水質特征變化驅動力因子關聯度分析結果如表2～表4所示。

表2為東江湖水質特征變化驅動力因子關聯分析結果，pH、ρ（DO）、ρ（CODMn）、ρ（CODCr）、ρ（BOD5）、ρ（TN）、ρ（TP）的變化主要受流域內經濟因素、林地和耕地的面積比例的影響。上述指標濃度變化與建設用地面積比例關聯度最高，說明建設用地是水質退化主要的貢獻源，建設用地受人類干擾影響較大，人類活動能夠改變地表下墊面性質，其中不透水地面會導致地面徑流量增加，與此同時失去對污染物的截留、吸收作用[6，20]，進而導致水體中有機物和營養鹽濃度含量增加，水質下降[1]。另外，建設用地污染源類型多樣，包括工業點源污染、農村生活面源污染以及城鎮面源污染等[21]，這些污染過程產生的污染物排放也是造成區域水質下降的主要原因之一。營養型有機污染物濃度變化受林地面積比例變化影響也較大，是因為森林能夠有效控制水體中污染物濃度，河流污染是伴隨著生態系統內物質、能量交換以及遷移，水文過程，土壤的侵蝕[22]而發生的生態過程，在森林植被的作用下可以有效地防治水土流失、減少降雨徑流對土壤的侵蝕程度[23-24]，對污染物表現出明顯的攔截過濾及吸收轉化的功能。對于東江湖的保護應該加強林地保護，對庫區周邊鄉鎮開展退耕還林、植樹造林和生態公益林工程，注重工業點源污染的控制，增強城鎮污水處理能力。

表3為水府廟水庫水質特征變化驅動力因子關聯分析結果，ρ（pH）、ρ（DO）、ρ（CODMn）、ρ（CODCr）、ρ（BOD5）、ρ（-N）、ρ（TP）、ρ（糞大腸菌群）的變化均與建設用地、耕地面積比例的變化以及經濟因素關聯度最高，因此上述幾個因子可以看做是水府廟水庫水質變化的主要驅動力。水府廟水庫流域內耕地對水質的影響比建設用地要更加顯著，耕地的非點源輸出高于建設用地，這與部分研究結論[5，25]有所不同，主要原因是流域內耕地面積所占比例高于建設用地，城市化水平不高，這也可以說明生態系統類型對河流水質的影響與不同類型的數量有關，因此該流域內的農業非點源污染問題也顯得尤為突出。受人口增長和城鎮化水平升高的影響，產生的大量的生活源污染物直接或間接排入水體中，也是造成水體水質下降的主要因素。水府廟水庫水體污染主要來源于農業源和生活源污染物的排放，因此，對于水府廟水庫的保護應合理調整土地利用結構，優化農業產業布局，注重農業非點源污染的治理。

表2 東江湖水質特征變化驅動力因子關聯系數Table 2 Correlation coefficient between the driving force factor and the change of water quality in Dongjiang Lake

表3 水府廟水庫水質特征變化驅動力因子關聯系數Table 3 Correlation coefficient between the driving force factor and the change of water quality in Shuifumiao Reservoir

表4 大通湖水質特征變化驅動力因子關聯系數Table 4 Correlation coefficient between the driving force factor and the change of water quality in Datong Lake

表4為大通湖水質特征變化驅動力因子關聯分析結果，pH、ρ（CODMn）、ρ（CODCr）、ρ（BOD5）、ρ（-N）、ρ（大腸桿菌群）的變化主要受經濟因素、人口因素和建設用地面積比例變化的影響，；ρ（TN）、ρ（TP）的變化主要受經濟因素和耕地面積比例變化的影響。總體來看，大通湖水質變化的環境壓力主要來自于社會經濟因素。相比其他兩個流域，大通湖流域內人類活動影響強度最高。工業生產和人類活動的逐漸增多，尤其是城鎮化水平的升高、建設用地面積增加，增加了點源和非點源污染物的排放。耕地面積比例變化對各個指標變化的影響也較為明顯。大通湖水體中污染物主要是人類生活源排放和農業源排放。對于大通湖的保護應該重點考慮社會經濟的進一步發展對水體帶來的環境壓力，控制人口增長以及增強城鎮污水處理能力。

本文通過灰色關聯度分析水庫水質變化和土地利用變化和社會經濟因素的影響，僅通過數學方法探討這種關系并不能揭示其中的本質關系，需要有過程物理模型作為參考，來對不同土地利用與社會經濟發展模式下的營養物質流失過程進行分析。

4 結論

（1）東江湖水質較好，并且表現出逐年變好的趨勢；水府廟水庫的ρ（CODMn）、ρ（BOD）和ρ（TP）逐年遞增，其他指標值均為逐年下降的；大通湖水質表現出逐年惡化的趨勢，湖泊受污染情況是大通湖＞水府廟水庫＞東江湖。

（2）東江湖流域以林地為主，大通湖流域以耕地為主，水府廟水庫流域內耕地和林地比例差異不大。從土地利用類型年際變化來看，土地利用類型轉變方向為：東江湖流域和水府廟水庫流域的林地轉變為耕地和建設用地，大通湖流域的耕地轉變為林地和建設用地。

（3）東江湖水質變化的主要驅動因子為經濟因素、林地及建設用地的面積比例。水府廟水庫的水質變化主要驅動力為經濟因素、建設用地及耕地面積比例的變化，水體中的污染物主要來源于農業源和生活源污染物的排放。大通湖水質變化的主要驅動力是經濟因素、人口因素以及建設用地面積比例變化。