黃河中游綠水系數變化及其生態環境意義

許炯心

中國科學院地理科學與資源研究所, 中國科學院陸地水循環及地表過程重點實驗室， 北京 100101

黃河中游綠水系數變化及其生態環境意義

許炯心*

中國科學院地理科學與資源研究所, 中國科學院陸地水循環及地表過程重點實驗室， 北京 100101

綠水和藍水的概念和理論對于半干旱、半濕潤區水資源的評價和管理有重要意義。引入流域尺度上綠水系數指標，定義為某一流域內由降水到綠水的轉換系數。研究發現，1950—2011年間，黃河中游河口鎮至龍門區間(河龍區間)的綠水系數呈現增大的趨勢。除了氣溫、降水的影響外，水土保持是一個重要因素。水土保持措施減少了降雨到徑流(藍水)的轉化率，增大了降雨到綠水的轉化率。綠水系數的增大意味著坡面徑流減弱和河流徑流的減弱，從而減少了坡面侵蝕和流域產沙。同時，綠水系數的增大意味著植被蒸騰作用的增強，說明植被對地表的保護作用增強，這也會導致坡面侵蝕的減弱。河龍區間產沙量與流域綠水系數之間呈顯著的負相關關系，產沙量變化的53.7%可以用流域綠水系數的變化來解釋。水土保持實施后，梯田和壩地使得生產性綠水系數增大，從而增加了糧食產量。梯田、壩地面積與綠水系數和糧食產量之間都存在著顯著的正相關關系，糧食產量與綠水系數之間也存在顯著的正相關關系。綠水系數具有流域生態環境質量變化的指示意義，在年降水可比的情況下，流域綠水系數的減小意味著集水區生態環境環境質量降低，流域綠水系數的增大意味著集水區生態環境質量提高。依照綠水系數的變化，可以將近60余年來河龍區間生態環境的變化過程劃分為3個階段。

綠水；綠水系數；氣候變化；人類活動；黃河中游

為了更好地進行半干旱、半濕潤區農業水資源的評價，Falkenmark等于1995年提出綠水和藍水的概念。藍水是指儲存在河流、湖泊以及含水層中的水,而綠水是指直接來源于降水并用于蒸散的水[1]。此后，綠水的研究在世界上受到重視。綠水可以被定義為蒸散流,是流向大氣圈的水汽流,包括灌溉農田、濕地、水面和自然植被等不同地表的蒸散發產生的水汽流[2-3]，也可以被定義為具體的資源,即綠水是源于降水、存儲于土壤并被植被蒸散發消耗的水資源,某一地區在一段時間內能夠獲得的總的綠水資源量等于該時期內蒸散發累計量[4-5]。上述理論的提出，豐富了水資源的內涵，為更加科學地進行水資源管理提供了理論依據。基于這一理論，水資源的管理應分為藍水管理和綠水管理。研究表明，從水循環的角度分析,全球尺度上總降水的65%通過森林、草地、濕地和雨養農田的蒸散返回到大氣中,成為綠水,僅有35%的降水儲存于河流、湖泊以及含水層中,成為藍水[5]。綠水可分為兩個分量：一部分為植物蒸騰量，與陸地生態系統中的生物量生產密切相關，可稱為生產性綠水；另一部分為陸面蒸發量，可稱為非生產性藍水[6]。國際上對于綠水的研究，已取得很多成果[5- 10]。近年來，劉昌明、程國棟等在我國倡導展開綠水的研究[11-12]。從某種意義上說，傳統的水資源管理屬于藍水管理，目前亟待加強對于綠水的管理。這對于提高我國水資源管理水平具有重要意義。綠水、藍水的概念引入我國之后，已產生了一些研究成果[13- 15]，但尚待展開深入的研究。

已有研究大部分集中于農田尺度。為了進行流域綠水管理，必須在流域尺度上深入研究綠水形成的機理，研究降水-綠水的轉化率的變化如何受到自然與人為因素的影響。流域系統既是一個水文地貌系統，又是一個生態系統。目前國內外研究者對于綠水在水文學和水資源管理上的意義進行了比較充分的研究，但對于其在流域尺度上生態意義的揭示還較少。近60余年黃河中游河口鎮至龍門區間流域綠水系數有明顯的減小趨勢，并從氣候變化和人類活動的影響揭示了減小的原因[16]。本文是已有工作[16]的延伸，將在前文研究的基礎上，進一步探討綠水系數增大的生態環境意義及其在流域水資源管理和水土流失治理效益評價中的應用意義。其目的是深化對于綠水系數科學內涵的認識，為更科學、更確切地評價水土保持效益和更好地開展流域水資源管理和水土保持規劃提供新的知識。

1 研究區概況

黃河中游河口鎮至龍門區間(以下簡稱河龍區間)(圖1)是黃土高原的主體。屬中溫帶和暖溫帶半干旱區，自然植被類型區為溫帶干草原和暖溫帶森林草原。年降水量為350—450mm，多以暴雨形式集中下落，降雨侵蝕力較強。地表物質主要為黃土，黃土層深厚，滲透性強，雨季入滲的雨水只有一小部分補給到地下水中，其余部分在旱季中就地蒸發，因而徑流系數較低，徑流深度較小。黃河在河口鎮流入該區，在龍門流出該區，河龍區間的流域面積為112000km2。按照1950—1999年間的統計，河口鎮水文站和龍門水文站的多年平均實測徑流量分別229.1×108m3和283.3×108m3，河龍區間產生的徑流量為54.2×108m3。該區產流量占花園口以上流域產流量的13.9%。河龍區間是黃河中游多沙粗沙區的主體，位于黃土高原丘陵溝壑區，黃土層厚度大，溝谷密度大、切割深，侵蝕強烈，是黃河泥沙特別是粗泥沙的主要來源區。由于黃土層深厚，滲透性強，故徑流深度較小，對黃河徑流量的貢獻相對較小。該區的面積只占花園口站以上流域面積的18.4%，年產流量占花園口以上流域產流量的14.9%，年產沙量卻占花園口以上年產沙量的55.8%[17]。本區是黃河流域水土流失重點治理區，從20世紀60年代以來梯田、林草和淤地壩措施的大規模實施以及1998年以后退耕還林(草)的開展，使流域下墊面特性發生了很大的變化。與此同時，氣溫升高，降水量減少，蒸發特性改變，使得流域產流特性發生了很大的變化，進而導致了綠水、藍水關系的變化。由于特殊的自然地理條件，該地區的產流過程對于環境因素的變化十分敏感，是研究水文過程對氣候變化和人類活動響應的理想地區。

圖1 黃河流域示意圖Fig.1 A map of the Yellow River basin

2 研究方法

如前所述，綠水包括生產性綠水(指被蒸騰量)和非生產性綠水(陸面蒸發量)。其中，生產性綠水對于水資源管理有更為重要的意義。然而，目前在廣大流域面積上對于植被蒸騰量的觀測資料很少，不足以進行深入研究。因此，本文研究包括蒸騰量和蒸發量在內的廣義綠水。按水量平衡方程：

降水量=蒸騰蒸發量+徑流量+蓄水變量

(1)

在較長的時間尺度上，流域中的蓄水變量可以忽略。降水量轉化為徑流量和蒸散發量，前者為藍水，后者為綠水。由此可寫出：

降水量=蒸騰蒸發量+徑流量=藍水量+綠水量

(2)

引入流域尺度上綠水系數(Cgw)的指標，定義為從降水到綠水的轉化率，即綠水量與降水量之比。因此，

綠水系數=綠水量/降水量=(降水量-藍水量)/降水量=(降水量-徑流量)/降水量

(3)

必須指出，在用上式研究綠水系數時，應該采用天然徑流量而不是實測徑流量，因為人類所引用的水量屬于藍水，引水導致實測徑流量及藍水減小，對于這一部分必須進行還原計算。因此：

綠水系數=綠水量/降水量 =(降水量-天然徑流量)/降水量

(4)

本文在年尺度上研究綠水系數。應該指出，在年尺度上水庫對徑流的調蓄是一種重要的蓄水變量，不宜忽略。在進行年天然徑流還原計算時，已扣除了水庫蓄水變量。流域土壤的調蓄量對于水量平衡也有一定影響，但目前尚難以得到長系列、大尺度的歷年土壤蓄水變量的資料。作為近似，本文暫時忽略了這一因素。

本文采用統計方法與時間序列分析方法，研究綠水系數的變化及其與影響因素的關系，揭示綠水系數變化所包含的生態環境意義。同時還采用Mann-Kendall方法研究了綠水系數的變化趨勢。Mann-KendallU值隨時間的變化反映變量變化趨勢的改變，可以用來探測由增到減(或由減到增)的轉折點與突變點[18]。

3 資料來源

河口鎮至龍門區間的年徑流量由龍門站的年徑流量減去河口鎮站的年徑流量而得到，時間系列為1950年至20011年。所依據的徑流資料來自河口鎮水文站和龍門水文站。水文站實測的徑流量(Qwm)，并不代表流域實際產生的徑流量即天然徑流量。黃河水利委員會有關部門統計出了不同年份某一站點以上流域中的灌溉引水量、工業及城鎮用水量、水庫調蓄量，并對人類引水后回歸到河道中的水量進行了估算，求出了歷年全流域的人類凈引水量Qw,div，計算出了天然徑流量(Qwn)：Qwn=Qwm-Qw,div+ΔSr。由此，可得到：

Qwn，H-L=Qwm,H-L+Qw,div,H-L=Qwm,L-Qwm,H+Qw,div,H-L

(5)

式中，Qwn，H-L為河龍區間天然徑流量，Qwm,H-L為河龍區間實測徑流量，Qwm,L為龍門站實測徑流量，Qwm,H為河口鎮站實測徑流量，ΔSr為水庫調蓄量，Qw,div,H-L為河龍區間人類凈引水量。以上均按年系列計算。河龍區間的綠水系數Cgw由下式計算：

Cgw=Qwn,H-L/(AH-L×PH-L)

(6)

式中，Qwn,H-L為河龍區間天然年徑流量(108m3/a)，AH-L為河龍區間的流域面積(km2)，PH-L為河龍區間的面平均年降水量(mm)。河龍區間年降水量、天然徑流量、凈引水量的資料來自歷年《黃河水資源公報》；各項水土保持面積的資料來自黃河水利科學研究院；氣溫資料來自中國氣象局。由于河龍區間的干流河道位于陜西、山西間的峽谷中，河段沖淤量很少，可以忽略，河龍區間的年產沙量按龍門站的年輸沙量減去河口鎮(頭道拐)站的年輸沙量來計算，兩站年輸沙量的資料來自歷年《黃河泥沙公報》。實測徑流量、輸沙量和氣象資料在觀測時嚴格遵照國家技術標準，并進行了精度檢驗；水土保持面積在統計數據的基礎上進行了抽樣核實，具有一定的準確性。文中還利用了陜西、山西兩省歷年糧食產量的數據，該數據來自中國統計年鑒[19]；利用了山西、陜西兩省2000—2006年間退耕及封禁治理面積的資料，數據來自中國統計年鑒[19]和黃河年鑒[20]。

4 結果與分析

4.1 綠水系數和影響因素的時間變化趨勢

流域綠水系數與氣候因素(如降水量和氣溫)和人類活動因素(如各種水土保持措施)有密切的關系。圖2點繪了河龍區間綠水系數隨時間的變化。圖中顯示，綠水系數呈現增大的趨勢，與時間(年份)的決定系數R2=0.5276，顯著性概率P<0.001。圖2還點繪了河龍區間流域因素如年降水量和年平均氣溫以及梯田面積、造林面積、種草面積和壩地面積等隨時間的變化。梯田、造林、種草和壩地面積均表現出顯著的增大趨勢，R2分別為0.9801、0.9114、0.7598和0.8515，顯著性概率P<0.001。年降水量略有減小的趨勢，R2為0.061 (P=0.064,P<0.10)；年平均氣溫呈現顯著的增大趨勢，R2為0.4522(P<0.001)。在先前的研究中對于河龍區間綠水系數增大的原因進行了較深入的研究[16]，表明綠水系數的增大與夏季風強度減弱、降水量減小、年均氣溫升高和水土保持面積增大有密切的相關關系。建立了綠水系數(Cgw)與水土保持措施總面積(Asw)、5a滑動平均年降水量(Pm,5m)和年平均氣溫(Tm,5m)之間的多元線性回歸方程，在此基礎上估算出Asw、Pm,5m、Tm,5m對Cgw的貢獻率分別為51%, 37% 和 12%。本文進一步揭示綠水系數增大的生態環境意義。

圖2 河龍區間綠水系數(1950—2011年)和影響因素(1950—2006 年)及隨時間的變化Fig.2 Temporal variations in green water coefficient from 1950 to 2011 and in the influencing factors (1950—2006) including annual precipitation, temperature and the areas of 4 types of soil and water conservation measures

4.2 綠水系數與流域侵蝕產沙的關系

從實質上說，水土保持措施的作用是對于地表徑流進行調節。這種調節包括兩個方面。一是對于降雨-徑流轉換率即地表徑流系數的調節。梯田、造林種草等水土保持措施會增加降雨入滲，增加土壤水，減少地表徑流。由于黃土高原黃土層厚度很大，地下水埋藏很深，入滲的雨水量經由土壤水和地下水最終轉化為河流基流的比例不大，最后大部分都消耗于蒸發與蒸騰作用，重新回到大氣，即轉化為綠水。因此，水土保持會顯著地增大綠水系數。二是對于徑流的影響。坡地改為水平梯田或緩坡梯田之后，地表坡度大大減小；林草植被則增大了坡面地表的糙率系數，這兩方面的作用都會減慢坡面流的流速、延長其歷時，從而增加徑流運動過程中的下滲量。淤地壩以及前期淤成的壩地大量攔蓄來自溝道流域的洪水徑流，這些徑流大部分都滲入土壤之中，轉化為土壤水，最后消耗于蒸散發而成為綠水。因此，水土保持措施對于徑流的調節，最后會表現為增大綠水系數[16]。圖3中點繪的綠水系數與各項水土保持措施面積的關系，證明了這一點。圖中的R2表明，梯田面積、造林面積、種草面積和淤地壩造地面積等變量可以解釋綠水系數變化的39.5%—49.1%。

圖3 河龍區間水土保持措施面積與綠水系數之間的關系Fig.3 Relationship between green water coefficient and the area of soil and water conservation measures

從本質上說，水土保持措施減少了降雨到徑流(藍水)的轉化率，增大了降雨到綠水的轉化率。綠水系數的減小意味著坡面徑流減弱，河流徑流也減弱，前者可以減少坡面侵蝕，后者則可以減少河道侵蝕。同時，綠水系數的增大意味著植被蒸騰作用的增強，說明植被對地表的保護作用增強，這也會導致坡面侵蝕的減弱。因此，河流的產沙量與綠水系數之間存在密切的關系。圖4顯示，河龍區間產沙量與綠水系數之間呈顯著的負相關關系(R2=0.5372，P<0.001)，意味著河龍區間產沙量變化的53.7%可以用綠水系數的變化來解釋。圖4中對于二者的時間變化進行了比較。圖中顯示，前者具有減小趨勢，后者則有增大趨勢。由于河龍區間降水存在3—5a的波動，年產沙量與綠水系數也有3—5a的波動。為了更好的體現出變化的趨勢，計算出年產沙量與綠水系數的5a滑動平均值，其變化曲線也繪在圖中。可以看到，兩條曲線具有很好的鏡像關系。產沙量的5a滑動平均值與綠水系數的5a滑動平均值具有很強的負相關，R2=0.8266，比圖4的R2=0.5372要高得多。這一現象表明，植被通過對增大綠水系數來影響侵蝕產沙，具有一定的時間尺度效應。在較長的時間(例如5a)尺度上，如果綠水系數有增大趨勢，則意味著植被狀況持續改善，植被的抗蝕力也會持續增加，從而使侵蝕產沙量穩定地減少。因此，在較長的時間尺度上(例如5a)綠水系數的變化對于產沙量變化的解釋能力要比年尺度關系的解釋能力強得多。

圖4 河龍區間年產沙量與綠水系數之間的關系Fig.4 Relationships between the annual green water coefficient and sediment yield in the Hekouzhen-Longmen drainage area

4.3 綠水系數增大在農業生產上的意義

黃河流域綠水系數的增大意味著生產性綠水系數的增大。因此，在綠水系數增大的同時，植被覆蓋度和糧食產量均增大。由于梯田與坡耕地相比，降雨入滲量大大增加；壩地攔蓄的洪水，大部分最后都滲入地下，因此梯田和壩地土壤的含水率要大大高于坡耕地。據黃河水利委員會綏德水土保持試驗站實測資料，坡地、梯田、壩地土壤含水率分別為9.47%、10.72%和17.61%，梯田和壩地分別是是坡地的1.13倍和1.86倍[21]。在其他條件可比時，這是梯田和壩地的糧食產量要大大高于坡耕地的原因。據黃土高原典型調查資料，壩地糧食產量為3700—4500 kg/hm2，高的可達7500 kg以上，是坡耕地的4—6倍、梯田的2—3倍，梯田每公頃產量則為坡耕地的2倍以上。據綏德水土保持試驗站對王茂溝1960—1996年37年間的觀測，壩地、水平梯田、坡耕地年均糧食產量分別為每公頃4750、1606和566 kg，即壩地、水平梯田分別為坡耕地的8.39倍和2.83倍[21]。農作物耗水量體現為蒸騰作用，是流域綠水量的重要組成部分。在其他條件可比時，單位面積糧食產量越高，農作物的耗水量越大，梯田和壩地糧食的增產意味著綠水系數的增大。河龍區間流域絕大部分位于山西和陜西兩省，以這兩省的糧食產量的相對變化來近似反映河龍區間糧食產量的相對變化。以實施水土保持以前的20世紀50年代平均糧食產量作為基準，計算出歷年的產量與基準產量之比值，稱為糧食產量指數。以歷年數據為基礎，圖5中分別點繪了糧食產量指數與梯田面積與壩地面積的關系，表現出很強的正相關。圖5還顯示，糧食產量指數與河龍區間綠水系數也呈較顯著的正相關，說明水土保持實施后，生產性綠水占降水的比率增大，這是糧食產量顯著提高的原因之一。

圖5 河龍區間糧食產量指數與梯田面積、壩地面積和綠水系數的關系(糧食產量數據來自文獻[20])Fig.5 Index of grain yield plotted against the area of terrace land, the area of the land created by check-dams and Cwg[20]

4.4 綠水系數對生態環境的指示意義

在蒸散發量中，蒸發量為非生產性綠水流，散發量(植物蒸騰量)為生產性綠水流[6]。其中，農作物散發量是生產糧食所消耗的綠水，非農作物植被的散發量則是維持生態系統的所消耗的綠水量，這兩部分綠水量都對生態環境有利。為了對這兩部分進行區分，可以稱前一部分為農業生產性綠水流，后一部分為生態性綠水流。因土壤蒸發而消耗的綠水量可以增加空氣的濕度，就廣義而言對于生態環境的維持也是有利的。因此，綠水流對于生態環境是有利的。從這一意義出發，可以將綠水系數作為衡量生態環境變化的指標。在年降水可比的情況下，如果綠水系數減小，說明生態系統中以徑流的方式流失的水量即藍水的比率增大，用于其自身維持的水量(即綠水)的比率減小，在這一過程中與徑流流失相伴隨的物質流失(土壤顆粒、土壤有機質和營養元素)也增加。可以認為，這會導致生態環境質量的下降。反之，綠水系數增大，則說明生態系統中以徑流的方式流失的水量即藍水的比率減小(由此導致物質流失減少)、綠水的比率增大(這意味著生態系統的生產力提高)，可以認為生態環境趨于好轉。從這一思路出發，可以評價黃河中游河口鎮至龍門區間的綠水系數的變化及其生態環境意義。

采用Mann-Kendall方法研究了綠水系數的變化趨勢，探測了變化過程中的轉折點。圖6點繪了河龍區間綠水系數的Mann-KendallU值隨時間的變化。從圖中可以看到，U值變化曲線有兩個明顯的轉折點，發生于1970年和1999年；1990年還有一個次一級的轉折點。可以將1950—2011年間河龍區間綠水系數的變化分為4個階段：(1)階段Ⅰ(1950—1969年)：綠水系數呈減小趨勢。這一階段中，水土保持措施尚未生效，人類對環境的破壞大于治理，流域水分流失相對嚴重，因而綠水系數減小。與水分流失相伴隨的土壤流失與土壤養分流失均較嚴重，這意味著生態環境的質量下降；(2)階段Ⅱ(1970—1998年)：綠水系數在波動中呈增大趨勢。水土保持措施生效，流域水分流失大大減少，與水分流失相伴隨的土壤流失與土壤養分流失也大大減少，這意味著生態環境質量的提高。這一階段又可細分為兩個時段。1970—1989年(Ⅱa)，水土保持的生效使得綠水系數增大。然而，1990—1998年(Ⅱb)，淤地壩的攔沙效應明顯衰減。河龍區間的淤地壩，絕大部分是20世紀70年代修建的，80年代以后淤地壩修建量大為減少，而淤地壩的攔沙壽命為10—20a，70年代修建的淤地壩與攔沙庫到這一時期已大部失效[22]，因此流域水分流失增加，綠水系數減小；(3)階段Ⅲ(1999—2011年)：綠水系數迅速增大。這一階段中，除了原有的梯田、林草和淤地壩措施得到加強外，大面積退耕還林還草和以自然封禁為主的生態恢復也在這一地區廣泛開展，據中國統計年鑒資料[19]，山西、陜西兩省2000—2006年間累積退耕耕地面積達300.4萬hm2；據黃河年鑒資料[20]，河龍區間1996—2005年間累積封禁治理133.2萬hm2，這使得植被進一步改善，生態環境質量進一步提高。

圖6 河龍區間綠水系數的Mann-Kendall U值、綠水系數距平及累積距平隨時間的變化Fig.6 Temporal variations in Mann-Kendall U of Cgw, the departure of Cgw to the average and the cumulative departure of Cgw to the average

為了對于圖6中的變化階段作進一步論證，在圖6中分別點繪了綠水系數的距平百分數及其累積值的變化。可以看到，1950—1970年間，綠水系數距平百分數以負值為主，21a中正值只出現了1次；1971—1999年間，綠水系數有所增大，28a中距平百分數正值出現了16次，負值出現了12次；2000—2011年間，綠水系數距平百分數進一步增大，11a中正值出現了10次，負值只出現了1次。綠水系數累積距平百分比曲線則顯示出完全相似的階段性，在1970年和1999年分別出現兩個轉折點，將整個變化過程分為3個階段。1950—1970年，綠水系數累積距平百分數減小；1971—1999年在總體上緩慢增大，但可以以1990年為界劃分為兩個次一級的階段，1970—1989年增大，1990—1999年減小；2000—2011年，綠水系數累積距平百分數呈現加速增大的趨勢。

5 關于綠水系數應用意義的討論

本文所揭示的黃河中游綠水系數變化的生態環境意義，有助于更全面地評價水土保持的水資源效應，從而為流域水資源的管理提供新的認識。這體現在4個方面：第一，綠水系數的增大意味著綠水(蒸發蒸騰量)在降水中所占比例的增大。蒸騰量比率的增大表明植物消耗水量的增加，即林草植被和農作物耗水的增加。前者屬于生態耗水量，對于生態環境的改善有利；后者是糧食等農作物生產的耗水量，有益于社會經濟發展。第二，綠水系數和天然徑流系數之和是一個常數，二者互為消長。水土保持措施的生效是這些措施對于徑流進行調節的結果，梯田、林草、淤地壩的減沙效益來自減水效應。與這種減水效應相伴隨的是土壤水資源的增加和生態性、生產性綠水資源的增加。因此，水土保持在減少了下游的河川徑流資源的同時，增加了流域中的土壤水和生態性、生產性綠水資源。第三，水土保持的水資源效應的含義應包括藍水和綠水在內。水土保持對藍水資源的影響體現為對徑流的影響，是一種異地(off-site)或下游效應，一般表現為減少年徑流。水土保持對綠水資源的影響則體現為對土壤水資源的影響，是一種當地(in-site)效應。綠水系數的增大意味著當地生態耗水量和農作物耗水量的增大，這兩部分耗水量是綠水資源的消耗量，是由土壤水資源轉化而來的。下游河川徑流的減少不一定意味著水資源的凈減少；徑流資源的減少是以土壤水資源(或生態性、生產性綠水資源)的增加為補償的，雖不利于下游河道，但有利于實施水土保持的小尺度、中尺度流域。水土保持的水資源效應包括兩部分，即減少藍水和增加生產性、生態性綠水，不能只看到前一方面而忽略了后一方面。第四，水土保持的水資源效應該是藍水減少量與生產性、生態性綠水增加量的代數和。對于水保措施的水資源效應的評價必須從包含土壤水和生態生產性綠水資源在內的廣義水資源的概念出發，才能得到全面、正確的認識。在廣義水資源的管理規劃中如何科學地確定河川徑流資源和生態生產性綠水資源之間的合理比例，在理論和實踐上都有重要意義。

6 結論

(1)本文以大量實測資料為基礎，研究了黃河中游河龍區間綠水系數的變化及其影響因素，發現該地區綠水系數呈現增大的趨勢。

(2)系統地研究了水土保持措施與綠水系數的關系，發現水土保持措施的大規模實施是導致綠水系數增大的重要因素，梯田面積、造林面積、種草面積和淤地壩造地面積等變量可以解釋綠水系數變化的39.5%—49.1%。

(3)首次發現河龍區間產沙量與綠水系數之間呈顯著的負相關關系，綠水系數的變化可以解釋產沙量變化的53.7%；梯田、壩地面積與綠水系數和糧食產量之間都存在著顯著的正相關關系，糧食產量與綠水系數之間也存在顯著的正相關關系；水土保持的實施通過增大梯田和壩地生產性綠水系數，增加了糧食產量。

(4)綠水系數具有生態環境指示意義，可以作為評價流域生態環境變化的指標之一。在年降水可比的情況下綠水系數的減小意味著生態環境環境質量降低，綠水系數的增大意味著生態環境質量提高。綠水系數對于廣義的流域水資源評價和水土保持措施水資源效應的確切評價，都有重要的應用意義。

[1] Falkenmark M. Coping with water scarcity under rapid population growth. Conference of SADC Minister, Pretoria, 1995: 23- 24.

[2] Falkenmark M. Land-water linkages: A synopsis. Land and Water Bulletin No.1. Rome: FAO, 1995: 15- 17.

[3] Falkenmark M, Lannerstad M. Consumptive water use to feed humanity-curing a blind spot. Hydrology and Earth System Sciences Discussions, 2004, (1): 7- 40.

[4] Savenije H H G. Water scarcity indicators: The deception of the numbers. Physics and Chemistry of the Earth (B), 2000, 25(3): 199- 204.

[5] Ringersma J, Batjes N, Dent D. Green Water: Definitions and Data for Assessment (ISRIC Report). Wageningen, 2003.

[6] Falkenmark M, Rockstrom J. The new blue and green water paradigm: Breaking new ground for water resources planning and management. Water Resource Planning and Management, American Society of Civil Engineers, 2006, 132(3): 129- 132.

[7] Postel S L, Daily G C, Ehrlich P R. Human appropriation of renewable fresh water. Science, 1996, 271(5250): 785- 788.

[8] Rockstrom J, Gordon L. Assessment of green water flows to sustain major biomes of the world: Implications for future ecohydrological landscape management. Physics and Chemistry of the Earth (B), 2001, 26(11- 12): 843- 851.

[9] Gerten D, Hoff H, Bondeau A, Lucht W, Smith P, Zaehle S. Contemporary "green" water flows: Simulations with a dynamic global vegetation and water balance model. Physics and Chemistry of the Earth, 2005, 30(6-7): 334- 338.

[10] Jewitt G. Integrating blue and green water flows for water resources management and planning. Physics and Chemistry of the Earth, 2006, 31(15-16): 753- 762.

[11] 程國棟, 趙文智. 綠水及其研究進展. 地球科學進展, 2006, 21(3): 221- 227.

[12] 劉昌明, 李云成. “綠水”與節水: 中國水資源內涵問題討論. 科學對社會的影響, 2006, (1): 16- 20.

[13] 吳洪濤, 武春友, 郝芳華, 金英學. “綠水”的多角度評估及其管理研究. 中國人口·資源與環境, 2008, 18(6): 61- 67.

[14] 王玉娟, 楊勝天, 劉昌明, 戴東, 鄭東海, 曾紅娟. 植被生態用水結構及綠水資源消耗效用—以黃河三門峽地區為例. 地理研究, 2009, 28(1): 74- 84.

[15] 吳洪濤, 武春友, 郝芳華, 金英學. 綠水的多角度評估及其在碧流河上游地區的應用. 資源科學, 2009, 31(3): 420- 428.

[16] Xu J X. Effects of climate and land-use change on green-water variations in the middle Yellow River, China. Hydrological Sciences Journal, 2013, 58(1): 1- 12.

[17] 趙文林. 黃河泥沙. 鄭州: 黃河水利出版社, 1996: 798- 799.

[18] Demaree G R, Nicolis C. Onset of Sahelian drought viewed as a fluctuation-induced transition. Quarterly Journal of the Royal Meteorological Society, 1990, 116(491): 221-238.

[19] 中國國家統計局. 中國統計年鑒(2007). 北京: 中國統計出版社, 2008.

[20] 黃河水利委員會. 黃河年鑒(2006). 鄭州: 黃河水利出版社, 2006.

[21] 常茂德, 鄭新民, 柏躍勤. 黃土丘陵溝壑區小流域壩系相對穩定及水土資源開發利用研究. 鄭州: 黃河水利出版社, 2007: 219- 230, 292- 293.

[22] 許炯心. 黃河中游多沙粗沙區水土保持減沙的近期趨勢及其成因. 泥沙研究, 2004, (2): 5- 10.

Increasing trend of green water coefficient in the middle Yellow River basin and the eco-environmental implications

XU Jiongxin*

InstituteofGeographicSciencesandNaturalResourcesResearch,KeyLaboratoryforWaterCycleandRelatedLandSurfaceProcesses,ChineseAcademyofSciences,Beijing100101,China

The concept and theory of green and blue waters are important for water resources assessment and management, especially in semi-arid and sub-humid zones. Most previous studies have been at farm-field scales; to better manage green water at drainage-basin scales, it is important to study how the transformation of precipitation to green water is influenced by climate and human activity. An index of the green water coefficient (Cgw) at the drainage-basin scale is adopted in the present study, defined as the ratio of the annual amount of green water to the annual precipitation within a drainage basin. Based on hydrological and meteorological data from the Yellow River basin and using statistical methods, we analyzed the temporal variation ofCgwin relation to climate change and human activity. During 1950—2011, theCgwover the Hekouzhen-Longmen drainage basin showed an increasing trend. Apart from changes in air temperature and precipitation, the implementation of large-scale soil and water conservation measures is an important factor. Soil and water conservation measures reduce the transformation rate from precipitation to runoff (blue water) and increase the transformation rate from precipitation to green water. The increase in the green water coefficient implies a weakening of runoff on hill slopes and flows in the river, thus reducing soil erosion and sediment yield. On the other hand, the increased green water also indicates higher transpiration by the improved vegetation, and the latter may increase the vegetation′s protection of land surfaces against erosion, also reducing sediment yield. The sediment yield (Qs) over the Hekouzhen-Longmen drainage area has negatively correlated withCgw(R2=0.53), indicating that 53% of the decrease inQscan be explained by the increase inCgw. After the implementation of soil and water conservation measures, the increased terracing land and the land created by check-dams increased the productive green water, increasing grain yield. We found that grain yield was positively correlated withCgwand with the areas of terrace land and the land created by check-dams. The increased proportion of productive green water was an important factor for the increased grain yields. The green water coefficient may be used as an indicator of the environmental quality of a drainage basin. At the same precipitation, an increasedCgwmeans that the environmental quality has improved, and vice versa. According to the variation inCgw, the changes in the environmental quality of the Hekouzhen-Longmen drainage area has been be divided into three stages. In Stage 1 (1950—1969),Cgwshowed a decreasing trend, meaning that the environmental quality was lowered due to serious soil and water losses. In Stage 2,Cgwshowed an increasing trend, meaning that the environmental quality improved due to the large-scale practice of soil and water conservation measures. In Stage 3,Cgwincreased more rapidly, indicating that the environmental quality was further improved due to the large-scale ecological restoration focused on “returning farmland to forests (and grasses)”. Therefore, the application of the green water coefficient is useful for the assessment of generalized water resources at the drainage-basin scale and for a better understanding of the water-resource effect induced by soil and water conservation measures.

green water; green-water coefficient; climate change; human activity; the middle Yellow River

國家自然科學基金項目(41371037, 41071016)

2014- 04- 04;

日期:2015- 04- 20

10.5846/stxb201404040646

*通訊作者Corresponding author.E-mail: xujx@igsnrr.ac.cn

許炯心.黃河中游綠水系數變化及其生態環境意義.生態學報,2015,35(22):7298- 7307.

Xu J X.Increasing trend of green water coefficient in the middle Yellow River basin and the eco-environmental implications.Acta Ecologica Sinica,2015,35(22):7298- 7307.