趙貴章，李鴻源，李云良，方 磊，張 勃

（1. 華北水利水電大學(xué)地球科學(xué)與工程學(xué)院，河南 鄭州 450046； 2. 中國科學(xué)院南京地理與湖泊研究所，江蘇 南京 210008；3. 寧夏回族自治區(qū)水文環(huán)境地質(zhì)調(diào)查院，寧夏 銀川 750021）

0 引 言

銀川平原地處我國西北半干旱地帶，常年降雨量較少，因處于黃河上游，故該區(qū)域內(nèi)灌溉農(nóng)業(yè)非常發(fā)達(dá)［1］。引黃灌溉又與湖泊水資源問題息息相關(guān)，由于銀川平原干旱少雨，水資源短缺問題愈發(fā)嚴(yán)重，湖泊是銀川平原居民賴以生存的重要資源，因此湖泊水資源的平衡需要引黃灌溉來維持［2-4］。銀川平原是北部綠色發(fā)展的核心區(qū)，自治區(qū)內(nèi)水分蒸發(fā)強(qiáng)烈，降水量時空分布不均，隨著人類活動增加、經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展迅速和全球化進(jìn)程加劇，銀川平原的湖泊發(fā)生了顯著變化，多數(shù)人工湖泊水位急劇下降，自治區(qū)內(nèi)的水資源問題愈發(fā)嚴(yán)峻和復(fù)雜。寧夏作為干旱半干旱地區(qū)，其發(fā)展越來越依賴于湖泊水資源，大部分湖泊均是以大氣降水作為主要補(bǔ)給水源［5-8］。

深入認(rèn)識干旱半干旱地區(qū)的湖泊分布現(xiàn)狀，掌握湖泊的時空變化規(guī)律，分析水域變化的影響因素，探究湖泊水資源，對探究湖泊生態(tài)布局與經(jīng)濟(jì)、社會的可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義［9，10］。近些年來，在遙感和計算機(jī)技術(shù)的快速發(fā)展之下，水面積數(shù)據(jù)的獲取更加方便和有效，其通常作為衡量湖泊水資源量的一個重要指示。例如，在氣候變化和人類活動影響下，國內(nèi)學(xué)者圍繞湖泊水面積開展了大量的研究工作。許詩［11，12］利用Landsat 遙感影像對1986-2008 年間吉林省湖泊面積變化進(jìn)行了研究，結(jié)果表明氣候干旱化、人口增加和水利工程建設(shè)等因素是湖泊面積變化的主要原因。邢文淵［13］利用MODIS 遙感影像對巴里坤湖泊進(jìn)行解譯，結(jié)果表明巴里坤湖泊面積變化是由于降雨和溫度的季節(jié)性改變所致。國外學(xué)者也開展了大量相關(guān)研究，例如Frazier［14］經(jīng)過一系列研究發(fā)現(xiàn)利用Landsat-TM5閾值分割可以更加有效的提高水體提取的精度，但是該方法更加適用于細(xì)小水體的提??；Mueller N［15］基于WOFS 產(chǎn)品，采用基于決策樹分類器的水檢測算法和基于邏輯回歸的比較方法，對1987-2014年澳大利亞的地表水的變化進(jìn)行了監(jiān)測。

對于寧夏平原湖泊研究而言，先前工作主要以北部引黃灌區(qū)的代表性湖泊（星海湖、沙湖、鎮(zhèn)朔湖和閱海湖等）為主，運(yùn)用不同方法對湖泊動態(tài)和水環(huán)境等方面進(jìn)行分析。馮婭［16］采用Mann-Kendall 分析、Pearson 相關(guān)分析等統(tǒng)計方法，分析研究區(qū)氣溫、降水、徑流量和黃河引水量等長時間序列變化趨勢及特征，進(jìn)而定性分析湖泊面積變化與各驅(qū)動因素之間的作用關(guān)系；田?。?7］利用多指標(biāo)體系評價法，建立寧夏湖泊濕地生態(tài)系統(tǒng)健康評價指標(biāo)體系，采用湖泊綜合評判方法，對寧夏重點(diǎn)湖泊進(jìn)行生態(tài)健康評價；田林鋒［18］為研究西北地區(qū)封閉式湖泊水質(zhì)惡化原因及水體污染物遷移轉(zhuǎn)化規(guī)律，以寧夏沙湖為研究對象，對沙湖2012-2017 年水體污染物總量變化趨勢及沙湖周邊地表水環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行分析；王偉［19］選取2006-2010 年銀川市城市湖泊濕地-閱海湖為對象，采用水質(zhì)綜合評分法評價水環(huán)境現(xiàn)狀，并采用綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)法評價水質(zhì)營養(yǎng)狀態(tài)。

基于上述背景，分析銀川平原區(qū)域內(nèi)湖泊變化特征，利用遙感和GIS 技術(shù)對銀川平原湖泊動態(tài)的變化進(jìn)行研究不可或缺，特別是研究湖泊水資源與各種影響因素之間的響應(yīng)關(guān)系［20-24］。實(shí)際上，銀川平原湖泊動態(tài)的變化不僅受降水、氣溫、人類活動的影響，而且還與引黃灌溉有關(guān)。相對于寧夏回族自治區(qū)地下水資源方面的研究，對地表湖泊水資源動態(tài)的認(rèn)識存在明顯不足，尤其缺乏對湖泊動態(tài)的系統(tǒng)認(rèn)識及影響因素區(qū)分［25，26］。在當(dāng)前干旱和半干旱地帶水資源短缺的背景下，本文以銀川平原內(nèi)典型湖泊為研究對象，主要研究目標(biāo)為:①基于遙感和GIS 技術(shù)，對銀川平原一些典型湖泊及其動態(tài)變化進(jìn)行分析，探明湖泊動態(tài)的基本變化特征和演變趨勢；②基于水文數(shù)據(jù)和統(tǒng)計學(xué)方法，對影響湖泊動態(tài)變化的因素進(jìn)行降維分析，辨析與識別導(dǎo)致湖泊面積變化的自然和人為因素。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

銀川平原位于寧夏回族自治區(qū)中部黃河兩岸，北起石嘴山，南止黃土高原，東到鄂爾多斯高原，西接賀蘭山，其地域范圍在北緯37°29'～38°53'，東經(jīng)105°49'～106°53'之間（如圖1 所示）。銀川平原處于溫帶干旱區(qū) ，屬溫帶大陸性氣候，干燥少雨，氣候呈極端大陸性，氣溫年、月較差都較大，雨季集中在夏季，但降水量不大，冬季寒冷干燥。銀川平原雖屬于干旱地區(qū)，但湖泊濕地資源豐富，濕地面積3.97 萬hm2，主要為湖泊濕地和河流濕地，其中天然濕地占濕地面積的60%以上，自然湖泊近200 處，面積100 hm2以上的湖泊20 多處。較著名的有鳴翠湖、閱海、鶴泉湖、寶湖、西湖等［27，28］。湖泊的補(bǔ)給主要依靠農(nóng)田退水、地下水、洪水、再生水等水源，水面面積受降水、灌溉以及天氣情況等因素影響，年內(nèi)變化強(qiáng)烈［29-31］。本研究主要以銀川平原的湖泊變化為主，重點(diǎn)研究對象為沙湖［圖1（b）］和閱海湖［圖1（c）］的面積變化。

圖1 研究區(qū)概況、沙湖形態(tài)概況、閱海湖形態(tài)概況Fig.1 Diagram of the study area、Morphological overview of Sand Lake、Morphological Overview of Yuehai Lake

1.2 數(shù)據(jù)來源及信息提取

研究使用的圖像及其數(shù)據(jù)資料來源于覆蓋研究區(qū)的1990-2020 年每5 年間隔的遙感影像；來自于地理空間數(shù)據(jù)云的1990-2020 年寧夏地區(qū)GDEMV3 30 m 分辨率數(shù)字高程模型（DEM）；1990-2020年日均溫度、最高溫、最低溫、降水量等觀測數(shù)據(jù)，均來自于中國氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)［32］；2000-2020年寧夏地區(qū)引黃灌溉量，來自寧夏水資源公報（http://slt.nx.gov.cn/xxgk_281/fdzdgknr/gbxx/szygb/）。

研究選用了銀川平原季節(jié)氣候接近的時期獲得的數(shù)據(jù)，為了能夠獲得更高精度的圖像信息，首先要對獲得的遙感圖像數(shù)據(jù)進(jìn)行正射校正、圖像拼接和裁剪的預(yù)處理，在經(jīng)過ArcGIS 10.2 軟件的人工目視校正后［33］，可以獲得1990-2020 年每5 年間隔的研究區(qū)重要湖泊體—沙湖和閱海湖的變化情況，通過查閱歷史資料及地理信息，確定重要湖泊體的位置、名稱、所在區(qū)域等屬性。為探討銀川平原1990-2020年時間尺度上的內(nèi)在變化，采用小波分析方法對研究時間區(qū)段中的2001-2020 年20 年的降雨量和氣溫進(jìn)行周期分析。首先利用MATLAB 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)格式的轉(zhuǎn)化和邊界效應(yīng)的消除或減小，之后利用Excel 計算小波系數(shù)和小波系數(shù)的實(shí)部，最后利用Surfer 軟件繪制小波系數(shù)實(shí)部等值線圖。

1.3 時間特征分析方法

湖泊動態(tài)度可以表征長時間湖泊面積變化的特征，該指標(biāo)可以反映區(qū)域內(nèi)某一時段湖泊面積（或數(shù)量）變化的速率，能夠?qū)⒑促Y源變化的劇烈程度定量化。李昭陽［34］利用動態(tài)度分析的方法研究了1985-2015年吉林省湖泊資源演化的時空動態(tài)特征，公式如下:

式中:K為某一時段內(nèi)湖泊變化動態(tài)度，即湖泊面積（或數(shù)量）的年均變化率；Ua、Ub分別為研究初期、末期的湖泊面積（或數(shù)量）；T為研究時段。

1.4 連續(xù)小波分析方法

采用小波分析方法，探討重要?dú)夂蛞蜃优c銀川平原湖泊面積變化的關(guān)系。通過收集研究區(qū)內(nèi)氣象站數(shù)據(jù)等方式，主要分析研究區(qū)域內(nèi)氣溫和降水因素變化趨勢及特征。張發(fā)斌［35］利用小波分析法對河徑流變化特征進(jìn)行研究，討論河年徑流在不同時間尺度下的小波變換時頻分布及其豐、枯交替變化的周期規(guī)律。小波變換:

若ψa，b(t) 是子小波，對于給定的能量有限信號f(t) ∈L2(R)，其連續(xù)小波變換（Continue Wavelet Transform，CWT）為:

由上式可知小波分析的基本原理，即通過增加或減小伸縮尺度a來得到信號的低頻或高頻信息，然后分析信號的概貌或細(xì)節(jié)，實(shí)現(xiàn)對信號不同時間尺度和空間局部特征的分析。

實(shí)際研究中，最主要的就是要由小波變換方程得到小波系數(shù)，然后通過這些系數(shù)來分析時間序列的時頻變化特征。

1.5 主成分分析方法

主成分分析的主要目的是希望用較少的變量去解釋原來資料中的大部分變異，將許多相關(guān)性很高的變量轉(zhuǎn)化成彼此相互獨(dú)立或不相關(guān)的變量。通常是選出比原始變量個數(shù)少，能解釋大部分資料中的變異的幾個新變量，即所謂主成分，并用以解釋資料的綜合性指標(biāo)。其原理如下:①（假設(shè)有條維數(shù)據(jù)）組成一個的矩陣；②將矩陣的每一行（代表一個字段）均值化；③求出協(xié)方差矩陣；④求出協(xié)方差矩陣的特征值及對應(yīng)的特征向量；⑤將特征向量按對應(yīng)的特征值大小從上到下按行排列成矩陣，取前行組成矩陣；⑥即為降維到維的數(shù)據(jù)。

2 結(jié)果與分析

2.1 銀川平原典型湖泊水面積動態(tài)變化特征

通過對銀川平原湖泊面積及數(shù)量數(shù)據(jù)進(jìn)行時序變化提取后，得到1990-2020 年銀川平原湖泊水面積時序變化圖（圖2 和圖3）。由圖2 可知，1990-2020 年間沙湖總體面積呈先增大后減少再增大的趨勢，沙湖東北部面積增長較為明顯，2020 年沙湖面積最大，為13.21 km2。1990-2000年，沙湖水面面積大部呈擴(kuò)張趨勢，1990 年湖面面積為9.87 km2，2000 年湖面面積增加到12.33 km2，湖面面積增長速率為0.25 km2/a。2000-2015 年，沙湖水面面積呈萎縮趨勢，2015年，湖面面積縮減到11.94 km2，湖面面積縮減速率為0.03 km2/a。由圖3 可知，1990-2015 年湖面水體零散分布，2015-2020 年間逐步恢復(fù)，經(jīng)退池還湖、水道清淤、等生態(tài)恢復(fù)工作后，原西湖水域與閱海濕地對接后變?yōu)殚喓：ㄓ蓴?shù)百圍湖、塘池和沼澤組合）。1995-2020 年間閱海湖的水面面積呈先增大后減少再增大的趨勢，1990-1995年，閱海湖水面面積呈擴(kuò)張趨勢，1990 年湖面面積為1.81 km2，1995年湖面面積增長到2.66 km2，湖面面積增長速率為0.17 km2/a。1995-2005年，閱海湖水面面積呈萎縮趨勢，2005年湖面面積縮減到1.35 km2，湖面面積縮減速率為0.13 km2/a。2005-2020 年，閱海湖水面面積呈擴(kuò)張趨勢，2020 年湖面面積達(dá)到11.14 km2，湖面面積增長速率為0.65 km2/a。

圖2 1990-2020年代沙湖形狀動態(tài)變化Fig.2 The shape of Sand Lake changes dynamically in 1990-2020s

圖3 1990-2020年代閱海湖形狀動態(tài)變化Fig.3 The shape of Yuehai Lake changes dynamically in 1990-2020s

30 年內(nèi)銀川平原的湖泊面積由91.9 km2減少到80.5 km2，湖泊數(shù)量由906個減少到224個（圖4），湖泊面積和數(shù)量總體呈波動下降趨勢，湖泊面積共萎縮11.4 km2，湖泊數(shù)量共減少682個（因水體合并工程進(jìn)行，湖泊數(shù)量僅能輔助說明湖泊動態(tài)變化特征），湖泊面積動態(tài)度為-0.01%，湖泊數(shù)量動態(tài)度為-0.03%。1995-2000 年間湖泊面積變化萎縮最為顯著，共減少32.8 km2，湖泊動態(tài)度最小，為-0.07%；2015-2020 年間湖泊面積擴(kuò)張最為顯著，共增長13.7 km2（表1）。

表1 1990-2020年銀川平原湖泊面積動態(tài)度Tab.1 Dynamic attitude of Lake area in Yinchuan Plain from 1990 to 2020

圖4 1990-2020年銀川平原湖泊面積和數(shù)量變化Fig.4 Changes of Lake area and quantity in Yinchuan Plain from 1990 to 2020

為了更好地說明湖泊的變化，根據(jù)湖泊的面積大小將湖泊分為3 個大小等級（表1）:面積在0～10 km2為小型湖泊；面積在10～50 km2的中型湖泊；以及面積≥50 km2的大型湖泊。由于大中型湖泊的基數(shù)較小，我們主要研究小型湖泊面積的變化，30年內(nèi)小型湖泊的數(shù)量呈明顯的下降趨勢，面積也在逐步縮減，大中型湖泊的動態(tài)度最大，小型湖泊的動態(tài)度為-0.03%。由于銀川平原的湖泊資源分布主要為0～10 km2的小型湖泊，10～50 km2的中型湖泊數(shù)量屈指可數(shù)，≥50 km2的大型湖泊分布為0，且小型湖泊大幅度減少受水體合并工程的影響，導(dǎo)致湖泊數(shù)量變化不能準(zhǔn)確反映出湖泊動態(tài)特征，我們進(jìn)一步研究了它們的時間變化和自20世紀(jì)90年代以來的相關(guān)驅(qū)動力。

2.2 銀川平原主要?dú)夂蛞蜃臃治?/h3>

在全球氣候背景下西北干旱區(qū)的主要組成部分銀川平原地區(qū)的氣候也發(fā)生了變化。其主要表現(xiàn)為氣溫、降雨微弱上升。根據(jù)銀川平原主要?dú)庀缶仲Y料，2001-2020 年銀川平原平均氣溫升高了1.1 ℃，降水量增加了約1.3%。通過對銀川平原主要?dú)庀笳?001-2020年氣象數(shù)據(jù)的收集和分析來研究銀川平原湖泊面積在各氣象要素影響下所發(fā)生的變化。根據(jù)前人的研究成果及各氣象要素資料的可獲得性針對本研究區(qū)選擇了年平均氣溫和降水量2個主要?dú)庀笠剡M(jìn)行分析。隨著跨學(xué)科研究的發(fā)展，許多學(xué)者將連續(xù)小波分析應(yīng)用于水文和氣候研究中的多時間尺度特征分析。該方法能夠清晰地揭示時間序列的多種變化，充分反映不同時間尺度水文氣象數(shù)據(jù)的變化趨勢。

由圖5 和圖6 可以清楚的看出氣溫和降雨演化過程中存在的多時間尺度特征（圖5 和圖6）。根據(jù)氣溫和降雨量的線性回歸趨勢可知2001-2020 年間氣溫呈緩慢趨勢升高，降雨量也在逐步的增加（圖5）。在氣溫演變過程中存在著高溫和低溫的變化［圖6（a）］，圖中正值表示高溫，負(fù)值則表示低溫，在氣溫小波分析中，存在著4 a 和10 a 兩個振蕩周期，4 a 的振蕩周期在2001-2020 年間都呈現(xiàn)平穩(wěn)的變化，都是低溫變化的區(qū)間；10 a的振蕩周期在2005-2008 年間溫度值達(dá)到最高，在2001-2020年間，經(jīng)歷了氣溫的由低到高最后降低的5 個循環(huán)變化，2020年左右的溫度逐漸慢慢上升。年降雨量小波分析中可以觀測到年降雨量的周期性變化［圖6（b）］，正值表示降雨量偏多，負(fù)值則表示降雨量偏少?？梢钥闯鼋涤炅看嬖? a 和10 a 兩個振蕩周期，在整個近20 年里具有明顯的5 a 振蕩周期，在5 a 的時間變化層次上經(jīng)歷了降水的由少到多8 個循環(huán)變化；在10 a 的振蕩周期中存在著由多到少4 個循環(huán)變化。總的來說，由2001-2020 年平均氣溫和年降雨量小波能量圖可知，氣溫和降雨量都在非常緩慢的增加，對湖泊面積變化的影響需做進(jìn)一步的研究。

圖5 2001-2020年銀川平原年平均氣溫、年降雨量Fig.5 2001-2020 annual average temperature and annual rainfall in Yinchuan Plain

圖6 年平均氣溫、年降雨量小波分析Fig.6 Wavelet analysis of annual average temperature and annual rainfall

2.3 銀川平原湖泊變化的影響因素分析

由于影響湖泊面積變化的因素較多，不能準(zhǔn)確得出直接影響面積變化的主成分因子，故選取研究區(qū)段內(nèi)2001-2020 年間各變化量進(jìn)行主成分分析。引黃總量、排黃總量、用水總量和耗水總量是影響寧夏平原湖泊面積變化的重要驅(qū)動力。由圖7可知，2001-2020 年間，引黃總量和排黃總量都在逐步減少，總?cè)∷亢涂偤乃拷醴€(wěn)定，因氣溫逐步升高，水量蒸發(fā)加快，引黃灌溉量和排黃量均會受到影響。引黃量、排黃量、總?cè)∷亢涂偤乃烤?003 年達(dá)到最低值，2003-2006 年間均逐步增加，2006-2020 年均保持穩(wěn)定。由圖8 可知，2001-2020 年間，沙湖和閱海湖面積均呈增長趨勢，沙湖面積變化較為穩(wěn)定，閱海湖面積2015 年后呈大幅度增長，期間，年平均氣溫也呈緩慢增長趨勢。2001-2005 年間銀川平原年降雨量呈大幅度下降，2005-2010年間大幅度增長，2010-2020年間，降雨量趨于穩(wěn)定。查詢歷史事件可知:2003 年寧夏通過“農(nóng)業(yè)綜合節(jié)水-水權(quán)有償轉(zhuǎn)換-工業(yè)高效用水”的模式，促使水往“高”處流，高效的利用了水資源。2004 年寧夏在全國率先提出建設(shè)省級節(jié)水型社會試點(diǎn)。2006 年，自治區(qū)政府全面啟動了節(jié)水型社會建設(shè)試點(diǎn)，使水資源優(yōu)化配置，確保了國家能源戰(zhàn)略的實(shí)施?？傮w來看，因節(jié)水型社會的全面建設(shè)，各類水資源的利用逐步穩(wěn)定。

圖7 2001-2020年銀川平原年總引黃灌溉量和排黃量、總?cè)∷亢涂偤乃縁ig.7 The annual total Yellow River diversion irrigation and yellow discharge、total water intake and total water consumption in Yinchuan Plain from 2001 to 2020

圖8 2001-2020年銀川平原重點(diǎn)湖泊面積和年平均氣溫、重點(diǎn)湖泊面積和年降水量Fig.8 2001-2020 area and annual average temperature of key lakes in Yinchuan Plain、area of key lakes and annual precipitation

由主成分分析結(jié)果可知（表2～4）:①引黃總量與總?cè)∷肯嚓P(guān)性最好（0.95），說明引黃時期可能與近年來居民用水需求增大有關(guān)；與降雨量相關(guān)性最差（-0.52），說明引黃期間降雨量較為穩(wěn)定，對引黃的水量影響不大。排黃總量與引黃總量相關(guān)性最好（0.78），這說明引黃總量和排黃總量之間引排關(guān)系很穩(wěn)定；與氣溫相關(guān)性最差（-0.52），說明排黃時期溫度對水量影響不大。降雨與氣溫相關(guān)性最大（0.28），降雨與氣溫息息相關(guān)；與總耗水量相關(guān)性最?。?0.66），說明降雨對居民用水影響不大?？?cè)∷颗c氣溫相關(guān)性最?。?0.43），說明溫度對居民用水影響不大；總耗水量與總?cè)∷肯嚓P(guān)性最大（0.56），取耗水量需穩(wěn)定，故兩者相關(guān)性最大；與降雨量相關(guān)性最?。?0.66），說明降雨多少與居民用水無太大關(guān)聯(lián)。相關(guān)系數(shù)矩陣中各原始變量之間存在明顯的相關(guān)性，說明可以采用主成分分析。②由總方差解釋可以得知各個主成分的貢獻(xiàn)率及累計貢獻(xiàn)率，第三列表示貢獻(xiàn)率，第四列表示累計貢獻(xiàn)率，可以看到，提取前2個主成分，累計貢獻(xiàn)率就可以達(dá)到82%以上（其中引黃總量占比約57%，排黃總量約占比25%），即這2個主成分集中了6個原始變量的82%的信息，故可以初步得出主要成分為引黃總量和排黃總量。③由公因子方差和成分矩陣表格可以看出從各個原始變量提取的情況，即對每個原始變量的代表程度，可以看出，主成分對于大部分原始變量的代表程度還是不錯，提取度均在0.5以上，個別較低。成分矩陣可以反映出提取的2 個主成分與引黃總量、排黃總量、降雨量、用水總量、耗水總量和氣溫這些變量的相關(guān)性，從表中可以分析出:主成分1與引黃總量和總?cè)∷肯嚓P(guān)性最大（0.97）；主成分2 與排黃總量相關(guān)性最大（0.61）。故可由主成分分析總體結(jié)果得知，影響湖泊動態(tài)變化的主要成分為引黃總量和排黃總量，即引黃灌溉量。

表2 相關(guān)性矩陣Tab.2 Correlation matrix

表3 總方差解釋Tab.3 Total variance explained

表4 公因子方差和成分矩陣Tab.4 Common factor variance and Composition matrix

3 討 論

我國湖泊水量的分布，呈現(xiàn)自南而北，由東向西逐漸減少的趨勢，在比較濕潤的東部平原湖泊水量比較充沛，西北干旱和半干旱地區(qū)，湖泊水量則比較疲乏［36］。黃河流域的湖泊系統(tǒng)與灌溉系統(tǒng)相互依存相互作用，干旱地帶湖泊對于維持當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)系統(tǒng)起著重要作用，干旱地帶湖泊對氣候變化和人類活動的影響也極為敏感，不僅是干旱地帶氣候變化的指示計，其變化也是區(qū)域水循環(huán)和水平衡改變的結(jié)果，干旱地帶湖泊變化規(guī)律的研究不僅對干旱地帶水循環(huán)機(jī)理有重要科學(xué)意義，也是保護(hù)干旱地帶脆弱生態(tài)環(huán)境，實(shí)現(xiàn)人與湖泊和諧共處的基礎(chǔ)［37，38］。

研究的典型湖泊閱海湖和沙湖，閱海湖地處銀川市金鳳區(qū)北部，是銀川市濕地面積最大、原始植被保存最完整的湖泊，沙湖是寧夏最大的天然半咸水湖。通過使用統(tǒng)計分析的方法，精確的分析出影響影響湖泊動態(tài)變化的主要因素和次要因素，從而可以使后續(xù)的研究更加明確，而且通過分析可以得出引黃灌溉量是銀川平原湖泊面積變化的主要驅(qū)動力因子，可見黃河在銀川平原的湖泊動態(tài)變化的研究過程中，起到了不可或缺的作用［39，40］。

對寧夏全區(qū)河湖演變進(jìn)行了研究探討，對寧夏一些代表性河湖進(jìn)行了研究分析，但由于生態(tài)環(huán)境的復(fù)雜性、資料短缺，仍然存在許多不足之處，有待以后做進(jìn)一步研究。文中選取了區(qū)間為五年一次的遙感影像做研究，可能在一定程度上影響精度，河湖面積也有可能發(fā)生變化。所以下一步研究選擇區(qū)間較小的影像，減少時相差異，提高提取精度。本文只從氣溫、降水量、取耗水量和引黃灌溉量等因素進(jìn)行分析，未從地下水開采量、蒸散發(fā)量等方面深入剖析湖泊動態(tài)變化的成因。根據(jù)對近30年內(nèi)銀川平原湖泊的時空動態(tài)特征分析，湖泊的面積和數(shù)量整體呈明顯的減少趨勢，且湖泊數(shù)量的減少未能清晰反映出湖泊動態(tài)變化的具體情況，相關(guān)部門應(yīng)加緊對湖泊的監(jiān)測力度，以進(jìn)一步揭示自然因素與人類活動與湖泊面積演變的關(guān)系，根據(jù)不同的湖泊類型及保護(hù)級別進(jìn)行合理的科學(xué)規(guī)劃，合理的保護(hù)和利用湖泊濕地資源，協(xié)調(diào)好湖泊資源和城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，促進(jìn)新時代可持續(xù)發(fā)展。

4 結(jié) 論

以銀川平原的沙湖和閱海湖為研究對象，基于Landsat TM的遙感數(shù)據(jù)，提取了近30 年的湖泊遙感數(shù)據(jù)，5 年為間隔建立起湖泊變化數(shù)據(jù)集，利用遙感解譯的方法對銀川平原1990-2020 近30 年的湖泊面積變化進(jìn)行研究，分析湖泊面積變化的特征及主要驅(qū)動力因子。主要得出如下結(jié)論:

（1）1990-2020年期間，銀川平原湖泊面積和數(shù)量整體呈現(xiàn)明顯的縮減趨勢，但數(shù)量只能輔助說明銀川平原湖泊變化的動態(tài)特征，小型湖泊數(shù)量一直呈穩(wěn)定縮減趨勢，但大中型湖泊基數(shù)未發(fā)生變化，查閱相關(guān)資料可知，近年來寧夏相繼進(jìn)行湖泊合并工作，30年內(nèi)湖泊面積共減少了11.4 km2，湖泊數(shù)量共減少了682 個，湖泊面積動態(tài)度為-0.01%，湖泊數(shù)量動態(tài)度為-0.03%。1995-2000 年間湖泊面積和數(shù)量減少最為顯著，湖泊面積共減少32.8 km2，湖泊數(shù)量共減少404 個，湖泊動態(tài)度最小，為-0.07%。湖泊面積動態(tài)度為-0.01%，湖泊數(shù)量動態(tài)度為-0.03%。2005-2010年間，湖泊數(shù)量呈增長趨勢，共增加22個，湖泊動態(tài)度最大，為0.01%；2015-2020 年間湖泊面積擴(kuò)張最為顯著，共增長13.7 km2。

（2）銀川平原主要以小型湖泊（0～10 km2）為主，小型湖泊的數(shù)量約占研究區(qū)內(nèi)湖泊總量的99%，中型湖泊（10～50 km2）數(shù)量屈指可數(shù)，大型湖泊（≥50 km2）分布為0。30 年內(nèi)小型湖泊的數(shù)量急劇減少，共減少683 個，減少比例約75.5%，但因小型湖泊大幅度減少受水體合并工程的影響，導(dǎo)致湖泊數(shù)量變化不能準(zhǔn)確反映出湖泊動態(tài)特征。

（3）對影響銀川平原湖泊面積變化的主要因素進(jìn)行統(tǒng)計分析，氣溫和降水均對湖泊動態(tài)變化有較小的影響，成分矩陣可以反映提取出的主成分1 與引黃總量和總?cè)∷肯嚓P(guān)性最大；主成分2與排黃總量相關(guān)性最大。引黃總量、排黃總量、對湖泊面積的變化有明顯影響，最后經(jīng)主成分分析步驟解讀得出影響銀川平原的主成分因子為引黃灌溉量。