基于多源數據的黃土高原陸地水循環結構變化分析

安善濤,焦 磊,*,梁 偉,嚴建武,張為彬,金 朝,紀秋磊,王鳳嬌,楊 盼

1 陜西師范大學地理科學與旅游學院,西安 710119 2 西北農林科技大學黃土高原土壤侵蝕與旱地農業國家重點實驗室,楊凌 712100

黃土高原水土流失嚴重、生態環境脆弱,是我國水資源短缺問題最突出的區域之一[1]。近幾十年來,在氣候變化和人類活動的共同作用下,黃土高原水資源短缺的問題進一步加重[2]。在氣候變化方面,主要受到降水、溫度等氣象要素變化的影響[3]。而人類活動對水循環的影響主要體現在土地利用的變化改變了自然水循環過程、社會經濟的發展增加了對地下水的開采和地表水的利用等方面[4-5]。例如,為緩解嚴重的水土流失問題,黃土高原地區于1999年開始實施了大規模的退耕還林(草)工程[6],區域植被覆蓋率明顯增加[7],植被耗水量加大[1]。同時,隨著社會經濟的發展和人口的增長,其對水資源的需求量不斷上升,人與生態系統的“水競爭”關系進一步加劇[8],最終導致黃土高原水循環發生了劇烈變化[9]。上述問題不但威脅黃土高原地區的生態安全和社會經濟的可持續發展,而且影響到黃河下游水資源的可持續性[10]。

水循環是連接大氣水、地表水、地下水和生態水的紐帶,其中降水、蒸散發、徑流和社會經濟用水等作為水循環的重要組成部分,其變化時刻影響著水資源系統和生態系統的穩定與安全[8]。水循環結構是由自然和社會系統的各水文變量組成,其中包括降水、土壤儲水量變化、徑流、冠層截留、土壤蒸發、植被蒸騰、灌溉、采礦、制造、牲畜、發電和生活用水等,各變量的變化將引起水循環結構的變化。目前,更多的研究關注于自然水循環的變化,而考慮社會經濟用水的研究相對較少。例如,Jin等的研究結果表明,在2000—2012年間黃土高原蒸散發以3.40 mm/a的速率增長[11]；Liang等的研究發現,徑流呈現0.30—1.71 mm/a的下降趨勢[12]；Zuo等人探究了黃土高原小流域產水量變化的原因[13]；Zhao等人基于水量平衡公式量化了毛烏素沙地儲水量變化的驅動因素[14]。Lv等人從自然水循環的角度分析了黃河流域的降水、蒸散發、徑流和陸地儲水量的變化趨勢[15]。然而,已往的研究大多從自然水循環的角度出發,僅對單個或某幾個重要的水文變量進行研究,往往忽略了社會系統對水循環的影響,并且很少從自然和社會系統的角度整體分析水循環的組成及其變化趨勢,缺乏對黃土高原水循環結構變化規律的認識[14]。因此,本文針對已有研究的不足,從自然和社會系統的角度出發,考慮了自然和社會用水的情況,細化了組成水循環結構的12種水文變量(分別為降水、土壤儲水量變化、徑流、冠層截留、土壤蒸發、植被蒸騰、灌溉、采礦、制造業、牲畜、發電和生活用水),并對各個變量進行量化分析,以探究分析水循環結構變化的規律。

1982—2010年間黃土高原地區的人類活動強度較大,重大生態工程的廣泛實施導致土地利用格局、植被覆蓋度等變化劇烈[16],水循環各變量變化明顯[1],目前其水循環結構的變化規律尚不清楚,對該地區水循環結構變化的研究變得尤為重要。因此,本研究利用1982—2010年的降水、蒸散發、徑流、土壤儲水量和社會經濟用水等數據,運用Mann-Kendall趨勢檢驗和線性回歸分析方法進行研究。同時考慮到數據的可獲取性(最新的社會經濟用水柵格數據截止到2010年),本文細化了組成水循環結構的12個水文變量,針對1982—2010年黃土高原水循環結構發生的變化,更注重于探究這29年間各水文變量的變化趨勢及水循環結構的演化規律。研究結果以期對黃土高原地區的水資源科學調控、生態平衡和社會可持續發展有參考意義。

1 數據與方法

1.1 研究區概況

黃土高原位于我國西北部,總面積約62.60萬km2,該區域植被覆蓋度低且生態環境脆弱(圖1),是中國水土流失最嚴重的區域之一[17]。在氣候特征上,大部分地區為半干旱和半濕潤的氣候,多年平均降水量為144—812 mm,且大部分降水集中在夏季[18]。黃土高原也是我國重要的農業產地,農業種類為旱作農業、雨養農業和灌溉農業,主要的農作物有小麥、玉米等[19]。此外,該地區有豐富的煤、天然氣等自然資源[20]。

圖1 研究區示意圖Fig.1 Location of study area

1.2 數據來源與處理

本研究通過獲取1982—2010年黃土高原相關的水文數據以進行水循環結構的研究。數據的具體來源如下:

①降水:來源于中國氣象科學數據共享網(http://data.cma.cn),并使用GIDS(Gradient plus Inverse-Distance-Squared)方法對640個降雨站點進行空間插值[21],該方法被廣泛應用于氣象數據的空間插值并具有良好的應用效果[22]。

②土壤儲水:來源于GLDAS陸面數據同化系統中的GLDAS- 1數據集,使用NOAH模型模擬的0—2 m土壤儲水數據。

③蒸散發:蒸散發數據采用Jin等的研究結果[11],其使用的模型可以較好的模擬黃土高原1982—2010年的蒸散發及其組分,具體包括植被蒸騰、土壤蒸發和冠層截留,詳細的計算方法見1.4節。

④徑流:來源于黃河水利委員會,使用1982—2010年貴德和花園口兩個站點觀測的徑流量數據,將花園口站(出口站)減去貴德站(入口站)的徑流量作為經過人類取用水后區域的產流量。

⑤社會經濟用水數據來源于Huang等的研究[23],其使用世界糧農組織及多個國家統計的各部門取用水數據,利用全球水文模型以及時間、空間降尺度的方法重建了1971—2010年全球各部門逐月取用水的柵格數據,其分辨率為0.5度,具體包括:生活,牲畜,采礦,制造業,發電,采礦和灌溉取用水數據。

此外,歸一化植被指數(Normalized Difference Vegetation Index,NDVI)數據來源于NOAA系列氣象衛星傳感器的GIMMS NDVI第三代全球覆蓋產品數據集；葉面積指數(Leaf Area Index,LAI)數據來源于全球陸表特征數據集(GLASS),其由國家科技基礎條件平臺—國家地球系統科學數據中心(http://www.geodata.cn)提供；蒸散發的驗證采用長武和沙坡頭站的觀測數據,其來源于國家生態科學數據中心；此外,還使用Zhang、程等15篇文獻中的觀測數據來驗證模擬的蒸散發[24- 38](表1)。

表1 數據列表

1.3 分析方法

1.3.1水量平衡計算

在“自然-社會”二元水循環理論框架下,忽略水庫蓄水變化的影響,根據水量平衡模型[39],利用組成水循環結構的12個水文變量(降水、土壤儲水量變化、徑流、冠層截留、土壤蒸發、植被蒸騰、灌溉、采礦、制造業、牲畜、發電和生活用水)建立水量平衡方程:

P=ET+Rout-Rin+ΔSW+Esociety

(1)

式中,P是降水,ET和ΔSW分別代表蒸散發及土壤儲水量的變化量,Rin、Rout分別表示經人類取用水后流入、流出本區域的徑流量(流入為貴德站,流出為花園口站),Esociety為社會經濟用水。蒸散發的計算可由公式(2)計算獲得:

ET=T+Es+Ei

(2)

式中,T為植被蒸騰,Es為土壤蒸發,Ei為冠層截留。

社會經濟用水由公式(3)計算:

Esociety=ELC+DOM+LIV+MIN+MAN+IRR

(3)

式中,ELC為發電用水,DOM為生活用水,LIV為牲畜用水,MIN為采礦用水,MAN為制造業用水,IRR為灌溉用水。以上所有變量單位均為mm。

1.3.2線性回歸、相關分析和Mann-Kendall趨勢檢驗

本文利用線性回歸和相關性分析方法,研究各水文變量的變化趨勢及要素之間的相關關系,通過Mann-Kendall(MK)檢驗各變量變化趨勢的顯著性。MK檢驗中的變量可以不具有正態分布特征,因此該方法在水文變量變化趨勢的檢驗上得到了廣泛的應用[40- 41]。在檢驗之前,如果序列自相關性較高,則直接進行MK檢驗會有一定的誤差[42],所以,一般應先剔除其相關性。本研究根據Zhang等使用的方法來計算自回歸系數[43]。首先,計算時間序列{xi},i=1,2,…,n的一階自回歸系數。

(4)

然后剔除相關性

xi′=xi-ρ1xi-1。

將剔除自相關性后的{xi′},i=1,2,…,n序列仍記為{xi},i=1,2,…,n。

做MK檢驗的計算時,首先構造一秩序列sk:

(5)

(6)

假設時間序列具有隨機獨立特性,定義統計量:

(7)

式中,UF1=0,E(sk)、Var(sk)分為秩序列sk的均值和方差,由下式計算:

(8)

將序列x按UFk逆序排序,再按照上式計算:

(9)

通過分析序列UFk,可檢測出序列x的趨勢。若UFk>0,表示序列呈上升趨勢；UFk<0則表示呈下降趨勢。UFk為標準正態分布,在給定顯著性水平α=0.05時,查表得臨界值Uα/2=1.96,若|UFk|>Uα/2,表明該序列存在顯著趨勢。

1.3.3精度評價

本研究利用決定系數(R2)、均方根誤差(RMSE)、相對均方根誤差(Relative RMSE)和偏差(Bias)等的統計指標來評價模擬的蒸散發以及水量平衡計算的結果,指標的計算方法來源于Moreira等的研究[44]。

1.4 蒸散發的計算及驗證

已有研究表明,蒸散發是水文循環中除降水外最大的組成部分,陸地蒸散發約占總降水量的2/3[45],因此對蒸散發進行準確的模擬尤為重要。蒸散發的詳細算法見Jin等的研究[11],該模型在黃土高原地區有很好的適用性,分別計算植被蒸騰、冠層截留和植被蒸騰,其三者之和為總的蒸散發量(見公式2),詳細算法如下:

植被蒸騰(T)由公式(10)計算:

T=Ecpftfw

(10)

(11)

式中,T為植被蒸騰(mm/a)；ft為溫度的限制因子；fw為水氣壓差的限制因子；Ecp為植物的潛在蒸散發速率(mm/a)。公式(11)中,λ為水的汽化潛熱 (J/kg)；Δ為溫度-飽和水汽壓關系曲線斜率(hPa ℃-1)；Rnc表示冠層吸收凈輻射(MJ m-2d-1)；fc表示植被覆蓋度；ρ為空氣密度(kg/m3),Cp表示空氣比熱(J kg-1·℃-1)；D表示飽和水汽壓差(hPa)；ρ為空氣密度(kg/m3)；ra表示空氣動力阻抗(s m-1);γ表示濕度計算常數(kPa ℃-1)；η表示自然植被與參考植被最小阻抗之比。

土壤蒸發(Es)由公式(12)計算:

Es=min(Es,Eex)

(12)

Es=(fwet+fSM×(1-fwet))×Esp

(13)

(14)

Eex=S(t0.5-(t-1)0.5)

(15)

式中,Es為土壤蒸發(mm/a);Eex為土壤滲透速率(mm/a);公式(13)中,fwet為相對表面濕度；fSM為土壤水分限制因子；Esp為土壤潛在蒸發速率(mm/a)。公式(14)中:Rns為土壤吸收凈輻射(MJ m-2d-1)；ras為土壤表面和參考高度之間的空氣動力學阻抗；G為土壤熱通量(MJ m-2d-1)。公式(15)中:S為土壤滲透量,其由土壤質地和結構決定；t為從降水后第二天開始經過的天數。

冠層截留(Ei)算法由公式(16)計算:

(16)

式中,Ei為冠層截留(mm/a)；aPT為Priestley—Taylor常數。

本研究采用長武(農田)和沙坡頭(農田)站點觀測數據對模擬的蒸散發進行時間序列驗證(圖2),R2分別為0.73、0.60,偏差分別為-12.03 mm、7.84 mm,均方根誤差分別為20.41 mm、14.6 mm。利用文獻觀測數據對蒸散發進行驗證,其R2為0.86,均方根誤差和偏差分別為58.30 mm、-21.70 mm。對蒸散發的分量按比例進行驗證,植被蒸騰、土壤蒸發和冠層截留的R2分別為0.77、0.76和0.69。綜上所述,蒸散發的總量、分量以及年際的模擬,均有較好的模擬結果。

圖2 蒸散發驗證Fig.2 Evapotranspiration verification

2 結果與分析

2.1 區域水量平衡

根據水量平衡公式計算的水量與降水量的對比結果見圖3。在1982—1998年間,計算水量與降水量基本一致。但在1999—2010年間,計算水量高于降水量(2003年除外),即出現水量不平衡的情況。1998年之前,降水量與計算水量之間的差值相對較小,基本在-50—50 mm之間波動。然而在1999年后,黃土高原地區計算的水量與實際降水量之間出現較大偏差并在-100—50 mm之間波動。

圖3 1982—2010年水量平衡計算水量與降水量的對比Fig.3 Comparison between water balance calculation water volume and precipitation from 1982 to 2010WB:由水量平衡公式計算的水量 The amount of water calculated by the water balance formula

2.2 黃土高原的自然系統水量變化分析

2.2.1降水

降水在水循環變量中下降的趨勢非常明顯(圖4),并在1982—2010年間以0.77 mm/a速率下降(圖5)。MK趨勢檢驗結果表明,降水的UF統計量在1982—1994年間大于0(1987年除外),呈現上升趨勢。1995—2010年UF統計量小于0,降水呈現下降趨勢。

圖4 1982—2010年各水文變量變化趨勢Fig.4 Trend in various hydrological variables from 1982 to 2010

2.2.2蒸散發

從圖5可以看出,1982—1988年蒸散發的UF統計量大于0,蒸散發呈上升趨勢；1989—1999年UF統計量在0附近波動,蒸散發的變化趨勢隨之波動。但在1999年后UF統計量大于0,尤其是在2006—2010年間UF統計量超過了臨界值1.96(置信度α=0.05),蒸散發呈顯著上升趨勢。總體上,黃土高原的蒸散發以1.96 mm/a的速率上升(P<0.05)。此外,蒸散發與LAI、NDVI的相關性分別為0.90(P<0.01)、0.74(P<0.01)(表2),這表明黃土高原區域的蒸散發與植被有顯著的正相關關系。

蒸散發分量的線性回歸和MK趨勢檢驗結果詳見圖6。其中,植被蒸騰不僅是所有水文變量中變化趨勢最大的(圖4),也是蒸散發分量中變化最明顯的,其以2.14 mm/a(P<0.01)的速率增加；植被蒸騰在1982—1983年呈下降趨勢,1984年后呈上升趨勢。土壤蒸發在1982—1984、1988—1993年呈上升趨勢,在1985—1988、1994—2010年呈下降趨勢。冠層截留量要小于植被蒸騰和土壤蒸發量,其在1982—2010年均呈現上升趨勢。總體而言,黃土高原的植被蒸騰、冠層截留分別以2.14 mm/a、0.23 mm/a速率上升(P<0.05),而土壤蒸發以0.40 mm/a速率下降。因此,黃土高原蒸散發的顯著上升主要是由于植被蒸騰與冠層截留的增加所造成的。

表2 水文變量相關性分析

圖6 1982—2010年黃土高原蒸散發分量變化及MK趨勢檢驗結果Fig.6 Changes in evapotranspiration components in the Loess Plateau and MK trend test results from 1982 to 2010

2.2.3徑流

徑流是所有水文變量中下降最為明顯的(圖4)。在1982—2010年間,其呈現1.00 mm/a下降的趨勢(P<0.05)。從圖5可以看出,UF統計量在1982—1984年大于0,徑流呈現增加的趨勢；1985—2010年,徑流的UF統計量小于0,徑流呈現下降的趨勢。另外,通過徑流與降水、NDVI、LAI的相關性分析發現(表2),徑流與降水的相關性達到了0.64(P<0.01),表明徑流與降水呈正相關性,而與NDVI、LAI的相關性為-0.38(P<0.05)、-0.41(P<0.05),表明與植被呈現較弱的負相關性。

2.2.4土壤儲水量

土壤儲水量的MK趨勢檢驗結果表明:1982—2010年間UF統計量在0附近波動的極其明顯,但UF統計量整體上小于0,總體呈現下降趨勢(圖5)。總而言之,土壤儲水量呈現以0.46 mm/a速率下降的趨勢。

2.3 黃土高原社會系統用水的變化分析

社會經濟用水量的變化詳見圖7,其中灌溉水量最大,總體上占社會經濟用水量的69.96%。1982—2010年間UF統計量均大于0,社會經濟用水呈上升趨勢,且UF統計量在1985—2010年大于1.96(置信度α=0.05),表明社會經濟用水在1985年后呈顯著增長的趨勢。整體而言,1982—2010年社會經濟用水量以0.50 mm/a的速率增加(P<0.05)。

圖7 1982—2010年社會經濟用水變化及MK趨勢檢驗結果Fig.7 Changes in social and economic water use and MK trend test results from 1982 to 2010

就社會經濟用水各分量而言,采礦用水在1982—1986年呈下降趨勢,1987—2010年呈上升趨勢,且在1988后顯著上升的趨勢(置信 度α=0.05)。制造業用水在1982—1986年呈下降趨勢,1987—2010年呈上升趨勢,且在1989—2002年顯著上升(置信度α=0.05)。牲畜用水在1982—1990年呈上升趨勢,1991—2010年呈下降趨勢,且在1993年后開始顯著下降(置信度α=0.05)。發電用水在1982—1986年呈下降趨勢,1987—2010年呈上升趨勢,且1989—2007年顯著上升(置信度α=0.05)。生活用水在1982—1990、2000—2010年呈上升趨勢,1991—1999年呈下降趨勢,且2003年后顯著上升(置信度α=0.05)。灌溉水量占社會經濟用水量的69.96%,其在1982—1997年呈上升趨勢,1998—2010年呈下降趨勢。

2.4 水循環結構的演變

蒸散發、徑流、社會經濟用水和土壤儲水量變化分別除以水量平衡公式計算的總水量,得到各水文變量占水循環的比例變化結果(圖8)。結果表明,1982—2010年間,蒸散發所占的平均比例最大,具體為80.95%,并以每年0.16%的速率增加。MK趨勢檢驗分析發現,蒸散發所占水循環的比例在1982—1984年呈下降趨勢,1985年后呈現上升趨勢。此外,蒸散發所占的比例在1982—1997年大部分小于距平值,而在1998年后幾乎均大于距平值,未來蒸散發所占的比例還可能進一步持續增加。

圖8 1982—2010年水循環結構比例變化及MK趨勢檢驗結果Fig.8 Changes in the ratio of water cycle structure and MK trend test results from 1982 to 2010

徑流占水循環的平均比例較小,僅為4.00%；并且徑流所占比例下降的速率最為明顯,以每年0.24%的速率減少(P<0.01)(圖8)。徑流占水循環的比例在1982—1984年呈上升趨勢,而在1985—2010年呈下降趨勢。1982—1990年間,徑流所占比例的距平值均大于0(1987年除外)；1991—2010年其距平值幾乎均小于0(2003年除外)。以上結果表明,徑流在水循環中所占的比例呈現逐漸減小的趨勢。

社會經濟用水占水循環的平均比例為15.27%,并以每年0.06%的速率增加(圖8)。其UF統計量的變化結果表明,社會經濟用水在水循環中所占的比例在1982—1984、1988—1990年呈現下降趨勢,在1985—1987、1991—2010年呈現上升趨勢。

土壤儲水量變化年際波動非常明顯。其所占的平均比例為-0.24%,并以每年0.02%的速率減少,表明土壤儲水的變化量呈下降趨勢(圖8)。其UF統計量的變化結果表明,1982—1984年期間土壤儲水量變化呈上升趨勢,而在1985—2010年間整體上呈現下降趨勢。

3 討論

3.1 水循環變量變化的原因分析

降水是陸地水補給的主要來源,而本研究中降水呈現以0.77 mm/a速率下降的趨勢,表明陸地水的補給量正在逐漸減少。降水是徑流的主要來源,降水量的大小直接影響徑流量的多少。徑流作為社會系統中人類用水的主要來源,呈現以1.01 mm/a速率下降的趨勢(P<0.01),這直接導致了可利用水資源量的減少。另外,植被也是影響產流的重要因素,其通過冠層截留、根系改變土體構型、增強土壤入滲來影響徑流的產生[46- 47]。本研究中蒸散發呈1.97 mm/a的上升趨勢(P<0.01),土壤儲水量呈0.46 mm/a的下降趨勢；根據相關性分析結果以及前人的研究分析,其可能是由于植被恢復造成的[1]。黃土高原地區在1999年前后大規模實施退耕還林(草)工程,不僅導致區域的蒸散發顯著上升[11],而且消耗了大量的土壤水分[48],并且使得徑流明顯降低[12]。這也導致蒸散發在水循環中占據的比例越來越高,而徑流和土壤水儲量在水循環中占據的比例越來越低。

1982—2010年間,社會經濟用水量呈顯著上升的趨勢(置信度α=0.05),并且在水循環中占據的比例越來越高。其中灌溉用水占據了大部分的社會經濟用水量,如果不對農業灌溉用水合理利用,未來水資源的壓力將不斷上升[49]。本研究發現,灌溉用水在1998—2010年期間呈下降趨勢,且Yang等的研究也發現河套灌區的灌溉水量呈下降趨勢[50],下降的原因可能是采用了更高效的灌溉技術[51],使得1998年后灌溉用水降低。此外,在過去的幾十年間黃土高原的人口和國內生產總值均發生了劇烈增長,人口從1988年的8653萬人增加到2013年的12541.50萬人[52],國內生產總值從1990年的64.10億元劇增到2010年的27427.00億元[53]。隨著人口和經濟的增長,黃土高原的社會經濟用水量還會繼續增加,“自然-社會”系統的“水競爭”問題將越來越嚴重[8]。

3.2 水量不完全平衡的原因分析

黃土高原地區的水量計算結果表明,根據水量平衡公式計算的結果未能與降水量完全平衡,其主要原因是因為本文未考慮地下水、水庫蓄水的變化及其跨區域調水的影響。由于缺乏地下水的觀測數據,本研究只考慮了0—2m的土壤儲水量變化,并未考慮更深層土壤儲水、地下水的變化以及水庫蓄水變化,然而社會經濟用水中有很大一部分來自于地下水以及水庫蓄水(如:生活、灌溉、采礦等用水)[54],這是造成水量不平衡的重要原因。如:Xie等的研究表明,在2005—2014年間，黃土高原的地下水枯竭率在從(-6.50±0.70) mm/a上升到了-15.00mm/a,在人類活動的影響下使得地下水的消耗日益加重[55]。此外,跨區域調水也是影響水量不平衡的重要因素,如:為緩解關中水資源短缺的問題,陜西省實施的“引漢濟渭”調水工程,其增加了關中地區渭河的徑流量以及社會經濟消耗的水量[56]。目前,利用多源數據進行水量平衡的研究仍是一個巨大的挑戰,且Oliveira和Paulo等人基于多源遙感數據的研究結果也表明,未來實現水量的完全平衡研究仍是一個重要而艱難的方向[44,57]。

3.3 對后續研究的啟示

本研究存在一定的不足。首先,本文采用了大量的遙感及觀測數據,不同數據源對研究結果造成了一定的不確定性。此外,研究區并非是一個完整閉合的流域,使用花園口和貴德站之差只能近似計算流入流出區域的水量,其對研究結果產生了一定的影響。另外,本研究并未考慮地下水、水庫蓄水以及更深層土壤儲水的變化,也未考慮到異地調水以及虛擬水流動的情況,這些均是水量平衡的影響因素。但本文以新的視角細化了黃土高原水循環的結構組成,量化了各個水文變量及其結構的變化趨勢,可為水資源的管理提供參考。在未來的研究中,可進一步細化流入、流出黃土高原區域的徑流量,此外還應考慮地下水的變化以及異地調水、虛擬水流動等的情況。

4 結論

本文細化了組成水循環結構的12個水文變量,分別為降水、土壤儲水量變化、徑流、冠層截留、土壤蒸發、植被蒸騰和社會經濟用水,并探討了黃土高原水循環組成及結構的演變趨勢,主要得出以下結論:

(1)在自然系統中,蒸散發的增長速率最明顯,其以1.97 mm/a的速率上升(P<0.01),尤其在1999年后呈顯著上升趨勢,其直接原因是植被蒸騰和冠層截留的增加導致的；而降水、徑流、土壤儲水量均呈下降趨勢。

(2)社會系統用水整體呈0.50 mm/a的上升趨勢(P<0.01),其中灌溉用水占主體,并在1997年后呈下降趨勢。此外,生活、發電、制造、采礦用水均呈上升趨勢,而牲畜用水呈下降趨勢。

(3)就水循環結構而言,蒸散發、社會經濟用水占水循環的平均比例分別為80.95%、15.27%,并呈現每年以0.24%、0.04%速率的上升趨勢,其在水循環中占據的比例逐漸升高。徑流、土壤儲水量變化占水循環的平均比例相對較小,分別為4.00%、-0.24%,其呈現每年以0.24%、0.04%(P<0.01)速率的下降趨勢,其在水循環中占據的比例總體上均呈現下降的趨勢。

總之,黃土高原地區蒸散發的增加以及徑流與降水的減少,直接導致水循環結構發生變化。隨著社會經濟用水的增長,地區水資源供需關系將進一步惡化,合理利用水資源以及水資源的科學調控應為當前的首要目標。本研究能夠為黃土高原水資源的科學管理與可持續利用提供一定的理論支撐。

致謝：感謝國家生態科學數據中心資源共享服務平臺,提供陜西長武農田生態系統和寧夏沙坡頭荒漠生態系統國家野外科學觀測研究站的觀測數據支持。