梁 婕，彭也茹，郭生練，李曉東，黃 璐，李忠武，曾光明，肖 義，石 林

(1:湖南大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，長(zhǎng)沙 410082)

(2:環(huán)境生物與控制教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室(湖南大學(xué))，長(zhǎng)沙 410082)

(3:武漢大學(xué)水資源與水電工程科學(xué)國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，武漢 430072)

(4:湖南省洞庭湖水利工程管理局，長(zhǎng)沙 410007)

(5:湖南省水利水電科學(xué)研究所，長(zhǎng)沙 410007)

洞庭湖是長(zhǎng)江中下游最大的調(diào)蓄湖泊，是我國(guó)第二大淡水湖泊.“漲水是湖、落水為洲”是洞庭湖的主要水文特征，其規(guī)律性漲落的水文過(guò)程形成了多樣、穩(wěn)定的濕地資源.水是濕地生態(tài)系統(tǒng)重要環(huán)境因子之一.近年來(lái)，由于氣候變化、人類(lèi)活動(dòng)等因素的影響，洞庭湖來(lái)水顯著減少，濕地生態(tài)系統(tǒng)遭受顯著破壞[1].

確定合理的生態(tài)水位是東洞庭湖區(qū)域濕地生態(tài)系統(tǒng)修復(fù)的關(guān)鍵.目前，國(guó)內(nèi)外對(duì)濕地生態(tài)需水量和生態(tài)水位進(jìn)行了一定研究.國(guó)外常用的方法有歷史流量法[4]、生境評(píng)價(jià)法[5]、水力定額法[6]、整體分析法[7-10].國(guó)內(nèi)的研究起步較晚，對(duì)湖泊生態(tài)水位的研究尚處于起步階段，很多學(xué)者根據(jù)研究區(qū)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的個(gè)性特征，選擇不同的方法進(jìn)行了有益探討，且發(fā)展較快[11-22].本文認(rèn)為氣候變化、人類(lèi)活動(dòng)等因素造成水位序列發(fā)生突變，濕地生態(tài)系統(tǒng)適應(yīng)突變前的水位.采用城陵磯水文站水位1952-2006年月均水位序列，以變異前的水位序列為對(duì)象，擬合月平均水位的最適合概率分布函數(shù)，認(rèn)為概率最高處的月平均水位是區(qū)域生態(tài)水位.本文的研究結(jié)果將為東洞庭湖濕地生態(tài)系統(tǒng)的修復(fù)提供一定科學(xué)依據(jù).

1 研究區(qū)域與數(shù)據(jù)來(lái)源

洞庭湖(28°30'～30°20'N，110°40'～113°10'E)位于荊江南岸，跨湘、鄂兩省，是我國(guó)第二大淡水湖泊.洞庭湖區(qū)有三塊國(guó)際重要濕地.其中，東洞庭湖是國(guó)家級(jí)濕地自然保護(hù)區(qū)，是全球公認(rèn)的重要生態(tài)保護(hù)區(qū).該區(qū)濕地位于東亞-澳大利亞候鳥(niǎo)遷徙線(xiàn)路上，是全球重要的遷徙候鳥(niǎo)的越冬地和洄游魚(yú)類(lèi)的產(chǎn)卵地、育肥場(chǎng)所，為全球的生物生存安全提供了棲息地和持續(xù)繁衍的保障.區(qū)域內(nèi)越冬候鳥(niǎo)具有種類(lèi)多、數(shù)量大、密集度高等特點(diǎn)，是長(zhǎng)江中下游流域最重要的水鳥(niǎo)越冬地之一，同時(shí)也是中華鱘(Acipenser sinensis)、白鱘(Psephuyrus gladius)和水生哺乳動(dòng)物江豚(Neophocaena phocaenoides)、國(guó)家瀕危動(dòng)物白鰭豚(Lipotes vexillifer)的主要棲息地.

本文使用的水位數(shù)據(jù)來(lái)源于洞庭湖出口的城陵磯水文站1952-2006年每日3 次的水位實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，分析時(shí)取水位的月平均值.

2 研究方法

濕地生態(tài)水位與濕地生態(tài)環(huán)境需水量的內(nèi)涵大致相同，一般認(rèn)為是可以維持濕地生態(tài)系統(tǒng)的生態(tài)平衡和生物多樣性等的水位，低于這一水位，濕地生態(tài)系統(tǒng)就會(huì)逐漸萎縮、退化甚至消失[2-3].

本文認(rèn)為氣候變化、人類(lèi)活動(dòng)等因素造成水位序列發(fā)生突變，濕地生態(tài)系統(tǒng)適應(yīng)突變前的水位.提出的計(jì)算方法分兩步:1)首先尋找水位序列的變異點(diǎn)，如果水位序列存在變異點(diǎn)，則洞庭湖濕地生態(tài)系統(tǒng)適應(yīng)了變異前的水位，變異后的水位影響了當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)平衡;2)以變異前的水位序列作為計(jì)算序列，尋找概率最高點(diǎn)處的水位作為生態(tài)水位.如果水位序列不存在變異點(diǎn)，認(rèn)為洞庭湖生態(tài)系統(tǒng)適應(yīng)全序列水位.以全水位序列作為計(jì)算序列，尋找概率最高點(diǎn)處的水位作為生態(tài)水位.

2.1 水位變異計(jì)算步驟

水文序列變異點(diǎn)的檢測(cè)方法較多[23].本文采用經(jīng)典的滑動(dòng)T 檢驗(yàn)法對(duì)城陵磯水文站的月均水位進(jìn)行檢驗(yàn).假定水位序列為 x= {x1，x2，…，xn}，設(shè)變異點(diǎn)為τ.假設(shè)變異點(diǎn)前后兩序列總體的分布函數(shù)各為F1( x )和F2( x ).從總體F1( x )和F2( x )中分別抽取容量為n1和n2的2 個(gè)樣本，構(gòu)造T 統(tǒng)計(jì)量為:

2.2 生態(tài)水位計(jì)算步驟

如果水位序列存在變異點(diǎn)，則前后序列的總體分布不一致，不具備一致性.假設(shè)洞庭湖濕地生態(tài)系統(tǒng)適應(yīng)了變異前的水位，變異后的水位影響了當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)平衡.在計(jì)算生態(tài)水位時(shí)，僅將變異點(diǎn)前的水位序列作為計(jì)算序列.如果水位序列不存在變異點(diǎn)，則認(rèn)為水位序列總體分布一致，具備一致性.計(jì)算生態(tài)水位時(shí)，考慮整個(gè)系列的水位序列.本文以月均水位作為計(jì)算序列，生態(tài)系統(tǒng)的生態(tài)水位即為各月頻率最大處月平均水位.求出頻率最大處月平均水位之前需要確定最符合計(jì)算序列的概率分布函數(shù).目前，常用的水文序列常用的概率分布函數(shù)有P-Ⅲ分布、廣義極值分布、廣義帕累托分布等[24].本文結(jié)合研究需要，選擇4 種概率分布函數(shù):P-Ⅲ分布(3 參)、廣義極值分布(3 參)、廣義帕累托分布(3 參)、對(duì)數(shù)正態(tài)分布(3 參)，使用線(xiàn)性矩方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并使用Kolmogorov-Smirnov(K-S)方法的統(tǒng)計(jì)量D 進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn).確定最適合的概率分布函數(shù)后，根據(jù)對(duì)應(yīng)的概率分布函數(shù)，求出概率最大處月均水位作為生態(tài)水位.

3 結(jié)果與討論

3.1 水文變異點(diǎn)

采用滑動(dòng)T 檢驗(yàn)法對(duì)城陵磯水文站的水位時(shí)間序列進(jìn)行檢驗(yàn).氣候變化、人類(lèi)活動(dòng)等因素造成水位序列發(fā)生多次突變，0.05 顯著性水平下最可能突變點(diǎn)為1980年4月，最大T 統(tǒng)計(jì)量為3.3089.

一般認(rèn)為人類(lèi)活動(dòng)和氣候變化是造成水位序列突變的主要原因.近50 多年來(lái)，洞庭湖流域氣候變化主要表現(xiàn)在水、溫和熱3 方面.1950s 為豐水期，1960s-1980s 處于下降趨勢(shì)，1990s 以后略有上升，但變化幅度不大.年平均氣溫在1960s 下降，進(jìn)入1970s 后上升，尤其是進(jìn)入1990s 后呈明顯上升趨勢(shì).年平均日照時(shí)數(shù)從1960s 初至1970s 末呈上升趨勢(shì)，1980s 初至今呈下降趨勢(shì).建國(guó)后，長(zhǎng)江干流上建設(shè)了系列水利工程.根據(jù)水利工程的建設(shè)時(shí)間，洞庭湖可基本分為6 個(gè)時(shí)期，即調(diào)弦口堵口前(1951-1958年)、荊江裁彎前(1959-1966年)、荊江裁彎中(1967-1972年)、荊江裁彎后(1973-1980年)、葛洲壩截流后(1981-2002年)、三峽截流后(2003年以后).因此，城陵磯的水位突變可能是由荊江裁彎、葛洲壩水利工程的影響所致.

表1 4 種概率分布函數(shù)描述城陵磯各月平均水位的K-S 法的概率p 和統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值D*Tab.1 K-S D statistic calculated from monthly water-level series of Chenglingji Station for four candidates probability functions

3.2 生態(tài)水位

以最可能變異點(diǎn)對(duì)水位序列進(jìn)行分段，選擇最可能變異點(diǎn)前的序列計(jì)算東洞庭湖生態(tài)水位.計(jì)算生態(tài)水位要先確定最符合各站點(diǎn)各月份計(jì)算序列的概率分布函數(shù)，本文選擇常用的4 種概率分布函數(shù)來(lái)進(jìn)行頻率分析，分別是:P-Ⅲ分布(3 參)、廣義極值分布(3 參)、廣義帕累托分布(3參)和對(duì)數(shù)正態(tài)分布(3 參).使用線(xiàn)形矩方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，最后使用置信水平為5% 的 Kolmogorov-Smirnov(K-S)方法進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，選擇統(tǒng)計(jì)量D 最小的概率分布函數(shù).4 種概率分布函數(shù)描述各月平均水位的K-S 法的概率p 和統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值 D見(jiàn)表1.2-7、10、12月的最優(yōu)概率分布為廣義極值分布，采用廣義極值概率分布函數(shù)計(jì)算其概率密度最大處水位作為生態(tài)水位;1、11月的最優(yōu)概率分布為廣義帕累托分布，由于廣義帕累托分布為單調(diào)函數(shù)，本文采用次最優(yōu)的廣義極值分布計(jì)算其概率密度最大處水位作為最適生態(tài)水位;8月的最優(yōu)概率分布為對(duì)數(shù)正態(tài)分布，采用對(duì)數(shù)正態(tài)分布函數(shù)計(jì)算其概率密度最大處水位作為生態(tài)水位.

本文計(jì)算得出城陵磯 1-12月的生態(tài)水位分別為 19.13、19.41、19.65、22.68、25.85、27.32、29.42、28.58、28.52、26.21、23.85、20.85 m.

3.3 討論

將城陵磯各月生態(tài)水位進(jìn)行平均計(jì)算，得出年均生態(tài)水位為24.29 m.湖泊形態(tài)分析法、年保證率設(shè)定法計(jì)算的生態(tài)水位分別為25.70 和23.06 m.

湖泊形態(tài)法認(rèn)為水文與湖泊地形構(gòu)成了湖泊最基礎(chǔ)的部分，水量和濕地面積的變化與濕地功能密切相關(guān).以水位作為反映湖泊水文和地形狀況的重要因素，湖泊水面大小來(lái)表征濕地功能的大小.湖泊水位與面積變化之間的關(guān)系近似于拋物線(xiàn)形，在某一個(gè)水位處，面積隨水位的增加量有一個(gè)最大值，若該水位在多年平均水位附近，則可認(rèn)為該最大值相應(yīng)水位即為生態(tài)水位[12，17].根據(jù)城陵磯歷年系列面積-水位數(shù)據(jù)繪制成東洞庭湖水位與面積變化關(guān)系圖，在水位為25.70 m 處湖泊面積的增加率達(dá)到最大值，該值之后，曲線(xiàn)逐步下降，湖泊面積的增加率隨水位上升而逐步減小.因此，認(rèn)定該方法下的生態(tài)水位為25.70 m.

年保證率設(shè)定法根據(jù)系列水文資料，在不同年保證率前提下，分別計(jì)算不同保證率的生態(tài)水位[4].本文選取1953-2006年城陵磯年均最低水位，在75%保證率下，得到城陵磯的生態(tài)水位為1971年均水位23.06 m.

從各種方法的計(jì)算原理來(lái)看，湖泊形態(tài)分析法的基本思想是湖泊水文和地形子系統(tǒng)是湖泊生態(tài)系統(tǒng)功能中最基本的部分，研究維持湖泊生態(tài)系統(tǒng)自身基本功能不嚴(yán)重退化所需要的最低生態(tài)水位，優(yōu)點(diǎn)是考慮了湖泊的最基本組成部分，但是，由于湖盆發(fā)育的不規(guī)則性使該方法的普遍使用受到一定的限制.年保證率設(shè)定法是根據(jù)系列水文資料，在不同年保證率前提下，分別計(jì)算不同保證率的最低生態(tài)水位.保證率設(shè)定后，確定相應(yīng)的水文年，從而對(duì)水文年的生態(tài)系統(tǒng)健康等級(jí)進(jìn)行評(píng)價(jià)，繼而求出權(quán)重值.由于在對(duì)水文年進(jìn)行生態(tài)系統(tǒng)健康等級(jí)評(píng)價(jià)時(shí)需要綜合考慮分析水文年的多項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)，因而計(jì)算結(jié)果相對(duì)準(zhǔn)確可靠且符合實(shí)際.缺點(diǎn)是統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)時(shí)間長(zhǎng)度或保證率發(fā)生改變，水文年也會(huì)發(fā)生改變，相應(yīng)水文年的多項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)會(huì)有一定的缺乏，從而影響計(jì)算結(jié)果的準(zhǔn)確性.

本文計(jì)算得到的城陵磯生態(tài)水位小于湖泊形態(tài)分析法的計(jì)算結(jié)果，大于年保證率設(shè)定法的計(jì)算結(jié)果.在采用的數(shù)據(jù)上，本文的計(jì)算方法采用水文數(shù)據(jù)表征洞庭湖濕地生態(tài)系統(tǒng)的健康狀態(tài)，與湖泊形態(tài)法、年保證率設(shè)定法相似，具有原始數(shù)據(jù)資料齊全易得，序列長(zhǎng)的特點(diǎn);在方法的原理上，本文提出的計(jì)算方法認(rèn)為生態(tài)系統(tǒng)適應(yīng)高頻水位，但可以剔除氣候變化、人類(lèi)活動(dòng)對(duì)水位序列的干擾.

4 結(jié)論

基于東洞庭湖濕地退化的現(xiàn)實(shí)，考慮濕地生態(tài)系統(tǒng)的生態(tài)適應(yīng)性，認(rèn)為氣候變化、人類(lèi)活動(dòng)等因素造成水文序列發(fā)生突變，濕地生態(tài)系統(tǒng)適應(yīng)突變前的水文環(huán)境.以城陵磯水文站長(zhǎng)時(shí)間水位序列為分析對(duì)象，通過(guò)滑動(dòng)T 檢驗(yàn)法找到序列的最可能突變點(diǎn)，以該點(diǎn)對(duì)序列進(jìn)行分割，以變異前的水位序列為基礎(chǔ)分析水位的概率分布函數(shù)，以概率最高點(diǎn)的水位作為區(qū)域生態(tài)水位.將計(jì)算結(jié)果與其他生態(tài)水位計(jì)算方法進(jìn)行比較，本文提出的方法具有一定的實(shí)用性，可以為東洞庭湖濕地生態(tài)系統(tǒng)的修復(fù)提供一定科學(xué)依據(jù).

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