土地利用方式和社会经济对大伙房水库上游河流水质空间异质性的影响

王琼,王善祥,范志平,*,李法云

1.辽宁石油化工大学生态环境研究院,辽宁 抚顺 113001

2.辽宁石油化工大学化学化工与环境学部,辽宁 抚顺 113001

1 前言

大伙房水库位于辽宁省东北部,是沈阳、抚顺、鞍山等七城市的地表水水源地,其水质直接影响到居民的用水质量和健康安全[1]。由于水库上游河流与库区存在空间上的连续性,上游水质直接影响库区水环境。目前,对大伙房上游地区水质的研究主要集中在水质是否达标、水质评价及水体污染控制等方面,对流域水质的空间分布特点及其形成机制研究较少[2–4]。水质受自然环境的变化及人类活动的干扰等复合作用的影响存在着空间差异性。水质空间上的变化不仅反映了地形、地质和气候等自然条件在河流中形态表征的变化,同时也体现了人类生产、生活等活动对河流水质的影响[5–7]。随着经济的发展,人类活动对水质的影响逐渐增强,人口快速增长、经济迅猛发展、土地利用方式的改变都对水质产生直接或间接的影响。不同的土地利用方式,在养分管理、养分循环或养分平衡上有很大的差异[8–11]。土地利用与水环境质量之间存在紧密的相互作用关系,如:以林地和草地为主的流域水质明显好于以耕地为主的流域,随着流域内林地和草地的增加,非点源污染降低,而随着耕地比例的升高,非点源污染有逐渐增大的趋势[12–15]。社会经济因素对水质的影响更为复杂[16–19],最直接的影响就是生活污水、工业废水的排放,这些都与人口密度、工农业生产有关。目前,国内外已有许多学者利用统计分析模型结合GIS以及遥感数据进行深入探讨研究地区土地利用格局与水质之间的关系,如:Tu对美国乔治亚州北部土地利用空间变化和水质之间关系的研究[20],王娟等对艾比湖区域水质空间分布特征与土地利用类型的研究[21],于延松等对北洛河流域水质空间异质性对土地利用结构的研究[22],吉冬青等对流溪河流域景观空间特征与水质关联性的研究等[23]。对于社会经济对水质空间分布特征的影响研究较少,土地利用类型与社会经济活动相互作用,社会经济活动的影响造成土地利用的异质性,而土地利用也会对社会经济活动的发展产生制约,二者共同作用于河流水质。因此,分析流域内土地利用方式和社会经济发展对水质空间变化的影响,规范土地利用类型和经济发展模式,建立流域最佳管理模式具有十分重要的意义。

本研究以辽宁省大伙房水库上游流域为研究对象,结合GIS技术和地统计分析方法,研究流域尺度水质空间异质性特征,分析河流水质变异的控制因子。在此基础上,结合土地利用和经济发展统计数据,探讨土地利用方式和社会经济与水质指标的关系,及其对水质空间分布特征的影响,以期为流域水环境管理提供理论基础和数据支持。

2 研究区域与研究方法

2.1 研究区域概况

大伙房水库位于辽宁省东北部,地理坐标为东经 123°39'42" — 125°28'58", 北 纬 41°41'10" —42°38'32"之间,为辽宁省沈阳、抚顺、鞍山和大连等7座城市约2200万人口的主要水源地,是兼具防洪、灌溉、供水等多种功能的水利枢纽工程。水库东西长约35 km,水面最宽处达4 km,整个库区定为集中式生活饮用水水源地一级保护区。大伙房水库汇水区内主要河流有浑河(清原段)、苏子河和社河三条河。浑河(清原段)干流长度为207.5 km,流域面积7311 km2,于浑河上游清原北杂木处汇入大伙房水库。苏子河河长147 km,流域面积2230 km2。社河河长43 km,流域面积468 km2,于台沟处汇入大伙房水库。该区域为大陆性季风气候,受季风影响降雨主要集中在7,8月,多年平均降水量为650—800 mm。多年平均年水面蒸发量约为1100—1600 mm,平均相对湿度在65%—70%之间,多年平均气温9℃。大伙房水库上游流域主要位于抚顺市清原满族自治县、新宾满族自治县和抚顺县境内,土地利用类型以林地和耕地为主,林地占总面积的62%,耕地占9.7%,三县总人口75.3万人,2011年地区生产总值2892.8亿元,第一、二、三产业产值分别占地区生产总值的18%、53%、29%[24]。

2.2 研究方法

2.2.1 样品采集

于2012年8月12日—9月30日期间,在大伙房上游浑河、社河、苏子河流域内选取39个点位进行调查采样。调查时用GPS定位仪确定监测点的经度、纬度和海拔高度,具体位点位置见图1。

2.2.2 水质指标及测定方法

采用多参数水质分析仪(YSI 6600,美国)现场测定水温、pH值、溶解氧(DO)。同时采集1000 mL水样固定后置于4℃保温箱带回实验室,24h内测定总氮(TN)、总磷(TP)、铵态氮(NH4+-N)、化学需氧量(CODCr)、生物耗氧量(BOD5)、硅酸盐等化学指标。TN采用碱性过硫酸钾消解紫外分光光度法,TP采用钼酸氨分光光度法,铵态氮测定采用纳氏试剂比色法,化学需氧量采用重铬酸钾法、生物耗氧量采用碘量法。水样的保存和预处理严格按照《水和废水监测分析方法》中的相关实验方法进行[25]。同时,为减小系统误差,以上样品均重复测定3次,数据分析过程中取其平均值。

图1 大伙房水库上游采样点位示意图Fig.1 Location of observation stations in upper area of Dahuofang Reservoir

2.2.3 数据分析

运用SPSS 13.0软件分析水质数据的方差、变异系数标准差和K-S检验等,据此来衡量各采样点水质指标的特征。为反映土地利用方式和社会经济对水质的影响,利用Canoco4.5统计软件,在对水质指标数据进行去趋势对应分析(DCA)计算排序轴梯度长度的基础上,采用冗余分析法(RDA)对水质指标与土地利用方式和社会经济数据(2011抚顺统计年鉴)矩阵进行排序分析。

地统计分析采用GS+和ArcGIS9.3软件。半方差函数计算公式为:

式中:r(h)为半方差函数,Z(xi)和Z(xi+h)为变量在空间位置xi和xi+h的取值,N(h)是取样间隔为h时的样本对总数。

3 结果与分析

3.1 大伙房水库上游水质描述性统计分析

大伙房水库上游TN、TP平均值分别为0.15mg·L-1和0.01 mg·L-1,不同采样点间存在较大差异,变异系数分别为0.79和0.77,按照变异等级划分标准CV＜10%弱变异性,10%≤CV≤100%中等变异性,CV＞100%强变异性,大伙房水库上游TN、TP属于中等变异。NH4+-N平均值为0.09 mg·L-1,最小值和最大值分别为0.004和0.45 mg·L-1,采样点间变异系数达到1.15,属于强变异。TN、TP和NH4+-N均达到国家Ⅲ类地表水环境标准。CODCr和BOD5平均值分别为 21.65 mg·L-1和 2.71 mg·L-1, 变异系数分别为0.24和0.61,属于中等变异。多数点位BOD5符合国家Ⅲ类地表水环境标准,而多数点位CODCr超过国家Ⅲ类地表水环境标准。DO变化范围8.02—11.96波动,平均值 9.93 mg·L-1,变异系数 0.09,属于弱变异。pH在7.46—9.42波动,平均值为8.42,变异系数0.07, 也属于弱变异。TDS在0.83—31.8 mg·L-1之间变化,平均值最为9.05 mg·L-1,变异系数0.92,属于中等变异。硅酸盐平均值为11.08 mg·L-1,最小值和最大值分别为7.97和19.68 mg·L-1,变异系数0.21,属于中等变异。(表1)。

表1 大伙房上游水质统计特征Tab.1 Statistical values of water quality in upper area of Dahuofang Reservoir

3.2 大伙房水库上游水质空间分布特征

由图2的各水质指标空间分布可以看出,大伙房上游水体水质变化具有显著的空间分布特征。TN、TP、NH4+-N和硅酸盐含量表现为上游较小中下游逐渐增多,靠近水库区域浓度较大。CODcr和BOD5个别点位较高,如36号采样点。pH、DO含量都表现为上游较小中下游逐渐增多。大伙房水库上游三条入库河流中,浑河(清原段)水质状况优于社河和苏子河,靠近库区及库区周边小支流水质状况变差。

图2 水质指标空间分布及土地利用Fig.2 Spatial distribution of water quality and land use

3.3 大伙房水库上游水质空间变异分析

半方差函数是地统计学中进行空间变量变异特征分析的主要工具,用其分析大伙房水库上游水质指标含量的结构性与随机性,以便更加细致准确地分析大伙房水库上游河流水质的空间变异结构。半方差函数的拟合要求数据符合正态分布,本文中TP、DO、pH和硅酸盐含量不符合正态分布(表1),对其进行对数转换,使得转换后数据均服从正态分布,用以进行半方差函数的拟合。

通过半方差函数拟合得到大伙房水库上游水质的空间分布模型和参数值(表2,图3)。半变异函数曲线的形状反映了空间变异的结构及空间相关类型,同时能给出空间相关范围。TN、TP、NH4+-N、BOD5、DO和pH的最优模型为线性模型,CODcr为指数模型,硅酸盐为球状模型。空间结构比(NSR)为块金值与基台值的比值C0/(C0+C1),表示空间自相关度,可度量空间自相关的变异所占的比例。如果NSR＜25%,说明系统具有强烈的空间相关性,如果NSR为25%—75%,表明系统具有中等空间相关性,NSR＞75%,说明系统空间相关性很弱。TN、TP、NH4+-N BOD5和DO的空间结构比(NSR)大于75%,说明其变化主要由随机性因素引起的。CODcr和pH的空间结构比(NSR)分别为39.55%和69.05%,表明的空间变异是由结构性因素和随机性因素共同引起的,随机性因素比例约占39.55%和69.05%。硅酸盐的空间结构比(NSR)为0.74%,说明其变化主要由结构性因素引起,随机性因素仅能解释硅酸盐变化的0.74%。

3.4 土地利用方式与水质的关系

DCA分析结果表明,大伙房水库上游水质的最大梯度长度小于3,因此排序分析采样RDA。根据RDA的结果(表3),土地利用方式对流域水质变异的解释率为16.2%。排序轴1、2的累积贡献率大于90%,可以较好地反映土地利用方式与水质的关系。RDA排序描述了大伙房水库上游河流水体 TN、TP、NH4+-N、CODcr、BOD5、DO、pH 和硅酸盐与土地利用方式的关系(图4)。结果表明,TN和NH4+-N含量与耕地所占比例呈显著正相关,与草地所占比例呈显著负相关。TP、CODcr、BOD5、pH和硅酸盐含量与林地所占比例呈显著负相关,与水域面积、建设用地和未利用地所占比例呈显著正相关。溶解氧与林地所占比例呈显著正相关,与水域面积、建设用地和未利用地所占比例呈显著负相关。

表2 水质指标半方差函数理论模型及相应参数Tab.2 Theoretical models of water quality and related parameters

图3 水质指标的半方差函数拟合曲线Fig.3 Semivariogram of water quality

表3 水质指标与土地利用类型的RDA结果Tab.3 RDAresults between water quality and Land use composition

图4 水质指标与土地利用的RDA排序图Fig.4 RDAbiplotof waterqualityandlandusecomposition

3.5 社会经济与水质的关系

本文以大伙房水库上游流域人口密度(人·km-2)、单位面积国内生产总值(万元·km-2)、人均国内生产总值(万元·人-1)、第一产业产值占国内生产总值的比例、第二产业产值占国内生产总值的比例,第三产业产值占国内生产总值的比例作为衡量社会经济水平的指标,根据RDA的结果(表4),社会经济对流域水质变异的解释率为12.1%。排序轴1、2的累积贡献率100%,可以较好地反映社会经济与水质的关系。RDA排序图描述了大伙房水库上游河流水体TN、TP、NH4+-N、CODcr、BOD5、DO、pH、和硅酸盐与社会经济的关系(图5)。结果表明,TN、TP、CODcr、BOD5和硅酸盐与人口密度呈负相关,与人均GDP呈正相关。NH4+-N含量与单位面积GDP和第二产业比重呈正相关,与第三产业比重呈负相关。TN、TP和pH还与第一产业比重呈正相关关系。

表4 水质指标与社会经济的RDA结果Tab.4 RDAresults between water quality and socioeconomic development

4 讨论

4.1 大伙房水库水质空间特征分析

水质的空间分布特征可反映流域土地利用变化、大气沉降输入、人为活动等的影响,同时它对流域水资源利用方式、可持续发展、管理及生态环境的保护与建设都具有重要的意义[11,26–27]。本文中经典描述性统计分析发现,大伙房上游流域水质中仅DO和pH为弱变异,其余水质指标含量均为中等变异。大部分水质指标含量的空间分布表现为上游地区较低,接近库区逐渐增大(图2)。从结构性因素的角度来看,TN、TP、NH4+-N、BOD5、DO都具有较高的空间结构比,说明水质空间差异性主要由随机性因素引起。CODcr和pH的空间结构比在25%～75%,说明其空间分布有结构性因素和随机性因素共同作用。硅酸盐空间结构比小于25%,说明其主要由结构性因素决定。结构性因素如气候、地形、水文等因素起到增强水质指标空间相关性的作用,而随机性因素主要表现为人为活动,人为活动的影响使得水质指标含量的空间相关性减弱[28,29]。

图5 水质指标与社会经济的RDA排序图Fig.5 RDA biplot of water quality and socioeconomic development

4.2 土地利用类型和社会经济对水质空间分布的影响

在探讨水质空间分布特征的影响因素时,不仅要考虑土地利用类型对小流域水质的影响,而且要同时考虑社会经济特征对小流域水质的影响[30–31]。由于土地利用类型上所承载的社会经济活动类型及水平具有异质性,污染物及其累积浓度的特征也可能呈现出不同的特征[19],这种异质性使得土地利用类型对水质的影响在不同小流域之间具有很大差异,以致土地利用类型对水质影响的贡献率降低。因此,分析土地利用类型与水体污染物浓度的关系时,就可能由于社会经济的差异而导致土地利用对水质的影响作用变得模糊,致使分析结果和实际存在偏差,从而降低结论的准确性[32–33]。综合考虑土地利用类型及其社会经济特征能更准确地反映其与水质的关系,本文中RDA分析结果显示土地利用和社会经济共能解释流域水质变异的28.3%,其中土地利用能解释水质变异的16.2%,社会经济能解释12.1%(表3、表4)。流域水质受到人为的、自然的多种因素的影响,土地利用和社会经济的影响在大伙房上游水质空间分布占有重要份额。

具体的影响从RDA排序图可以看出,TN、TP含量与草地面积比例呈负相关,与耕地呈正相关。这与黄金良等(2011)和王娇等(2012)的研究结果一致[11,34]。耕地植被覆盖度低,氮素流失相对容易,人为施肥更使大量的不能被作物利用的氮素随降雨径流进入河道,导致氮素含量升高,而草地可以拦截一定的氮素。TN、TP含量与人口密度呈负相关与人均GDP和第一产业呈正相关,研究区人口密度较低,清原、新宾、抚顺县3个县的平均人口密度仅为70.4人·km-2,人类生活对流域水质的影响较小,对水质产生影响的主要为生产活动。CODcr和BOD5与未利用地、建设用地所占比例和第二产业比重呈正相关。CODcr主要来源于生活污水或工业废水的排放,建设用地所占比例高说明城镇化水平增高,第二产业即工业比重高加重了生活污水和工业废水向水体的排放,致使水体中CODcr含量升高。TP、CODcr、BOD5、pH和硅酸盐含量还与林地所占比例呈显著负相关,与水域面积所占比例呈显著正相关。这主要由于林地具有涵养水源、净化水质的功能,而随着水域面积的增大,河流对河岸带的冲刷增强,河岸带土壤中的氮磷污染物随之进入水体,对河流水质产生影响。由此可见,合理配置土地类型、调控工业、农业和服务业等产业结构将在流域水生态管理中起到重要作用。

5 结论

1)大伙房上游河流水质指标在空间分布上存在较大差异,NH4+-N变异系数超过100%,属于强变异,其余指标多属于中等变异,仅DO和pH变异系数<10%,属于弱变异。在分布上具体表现为TN、TP、NH4+-N和硅酸盐含量上游较小中下游逐渐增多,靠近水库区域浓度较大。CODcr和BOD5个别点位较高。

2)TN、TP、NH4+-N、BOD5和DO的空间结构比大于75%,说明其变化主要由随机性因素引起的。CODcr和pH的空间结构比分别为39.55%和69.05%,表明的空间变异是由结构性因素和随机性因素共同引起的,随机性因素比例约占39.55%和69.05%。硅酸盐的空间结构比为0.74%,说明其变化主要由结构性因素引起。

3)土地利用和社会经济的影响在大伙房上游水质空间分布占有重要份额。土地利用能解释流域水质变异的16.2%,社会经济能解释12.1%。林地和草地比例越大水质越好,耕地、建设用地和未利用地比例越大水质越差,具体表现为TN和NH4+-N含量与草地所占比例呈显著负相关,与耕地所占比例呈显著正相关。TP、CODcr、BOD5、pH和硅酸盐含量与林地所占比例呈显著负相关,与水域面积、建设用地和未利用地所占比例呈显著正相关。大伙房上游地区人口密度较小,人类生活对水质影响较小,而生产活动对水质影响较大,主要体现为水体TN、TP与人均GDP呈正相关,CODcr和BOD5与工业比重呈正相关。

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