王瑞星

(河北省衡水水文勘測研究中心,河北 衡水 053000)

0 引 言

水足跡可用于衡量某一地區(qū)的用水時空變化規(guī)律,該地區(qū)的水足跡通常包括農(nóng)業(yè)、工業(yè)、生活、生態(tài)等方面的供水、用水情況。近年來,許多專家學者針對各地區(qū)的水足跡開展了相關研究。陳帥等[1]以濟南市為研究對象,基于水足跡理論,對該地區(qū)的用水情況進行了分析,結果表明該地區(qū)農(nóng)業(yè)、工業(yè)用水量較大,需要進一步優(yōu)化。宋繼鵬等[2]以重慶市為研究對象,基于統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù),分析時空變化對該地區(qū)水資源消耗及利用情況的影響,結果表明不同地區(qū)的水資源分布及消耗情況具有一定的差異性。劉寧等[3]基于STIRPAT模型,對山東省水足跡變化規(guī)律進行了分析,結果表明城鎮(zhèn)化能有效減少該地區(qū)的水資源消耗。包雄鵬等[4]以甘肅省景泰縣為研究對象,對該地區(qū)的農(nóng)業(yè)用水變化規(guī)律進行了分析,結果表明經(jīng)濟因素對該地區(qū)的農(nóng)業(yè)用水量影響較大。封瓊等[5]基于ARIMA模型,通過計算某地區(qū)的水足跡,對其水資源變化趨勢進行了預測,結果表明采用該模型進行預測的準確性較高,降水對該地區(qū)的水資源變化有一定影響。

本文以某地區(qū)水資源開發(fā)利用數(shù)據(jù)為研究對象,數(shù)據(jù)主要來源為水資源公報、區(qū)域統(tǒng)計年鑒、水務統(tǒng)計年鑒等,分析該地區(qū)的水資源時空變化規(guī)律。

1 工程概況

該地區(qū)氣候為亞熱帶季風氣候,四季分明,氣候溫和,雨量充沛,日照充足,無霜期達9個月,其水文氣象情況見表1。

表1 水文氣象情況

2 基于信息熵水足跡計算

區(qū)域水足跡W的計算公式如下:

W=Ws+Wt+Wg+Wn

(1)

式中:Ws、Wt、Wg、Wn分別為生活、生態(tài)、工業(yè)、農(nóng)業(yè)水足跡,108m3。

生活、生態(tài)水足跡主要包括公共及居民用水、維護生態(tài)環(huán)境所消耗的水量等,而農(nóng)業(yè)、工業(yè)水足跡主要包括生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品及工業(yè)品所消耗的水量。由于工業(yè)品受生產(chǎn)工藝及產(chǎn)品種類的限值,其水足跡難以準確計算,故本研究引入工業(yè)品消費額,對其水足跡進行核算。農(nóng)業(yè)水足跡Wn的計算公式如下:

(2)

式中:V為農(nóng)作物生長所需水量,mm;S為農(nóng)作物種植面積,m2;Y為農(nóng)作物總產(chǎn)量,t。

為了更直觀地反映該地區(qū)水足跡的變化規(guī)律,引入信息熵H,對該地區(qū)的用水結構進行分析,計算公式如下:

H=∑pi(lnpi)

(3)

式中:pi為第i種用水類型的用水量占用水總量的比例。

3 結果分析

首先分析該地區(qū)的水資源總體演變規(guī)律,其實體水資源開發(fā)利用圖見圖1。由圖1可知,該地區(qū)的可利用水量波動較大,本地用水量的變化趨勢較為平緩,總體呈緩慢下降趨勢。當年份為1990年時,有最大可利用水量,其值為59.54×108m3;當年份為2002年時,有最小可利用水量,其值為16.42×108m3;當年份大于2004年時,該地區(qū)的可利用水量緩慢回升,表明該地區(qū)采取的水資源利用優(yōu)化方案實施效果顯著;結余水量與可利用水量的變化趨勢具有一致性,其波動范圍-22.31×108～17.56×108m3;當年份為1996-2016年時,該地區(qū)的結余水量均為負值,表明該地區(qū)水資源嚴重緊缺,需對其供水及用水模式進行優(yōu)化;隨后該地區(qū)的結余水量逐漸上升,最大結余水量7.95×108m3,表明在優(yōu)化方案的作用下,該地區(qū)的水資源稀缺現(xiàn)象已得到改善。

圖1 實體水資源開發(fā)利用圖

該地區(qū)的用水結構演變規(guī)律見圖2。由圖2可知,隨著年份的變化,不同用水類別的用水量變化規(guī)律具有一定的差異性。其中,農(nóng)業(yè)、工業(yè)用水量總體呈下降趨勢,且農(nóng)業(yè)用水的下降趨勢較為顯著,農(nóng)業(yè)、工業(yè)年均用水下降量分別為0.57×108和0.34×108m3/a;生活、生態(tài)用水量總體呈上升趨勢,且生態(tài)用水量的上升趨勢較為顯著,其用水量增長18.67×108m3。結果表明,近年來,該地區(qū)的用水結構發(fā)生了一定的變化,其產(chǎn)業(yè)發(fā)展逐步由農(nóng)業(yè)、高耗水產(chǎn)業(yè)轉變?yōu)榈秃乃妮p工業(yè);近30年來,該地區(qū)的人口增長趨勢顯著,其增長量為1 092萬人,而生活用水量的增長則正是由于該地人口的增長;隨著經(jīng)濟和社會的發(fā)展,生態(tài)環(huán)境的發(fā)展受到極大重視,自2004年以來,其用水量迅速增長,成為該地區(qū)的第二大用水類型。

圖2 用水結構演變規(guī)律

為更直觀地反映該地區(qū)生活、生態(tài)用水結構的變化規(guī)律,分析近年來該地區(qū)生活、生態(tài)用水量信息熵變化規(guī)律,其年份-信息熵曲線見圖3。由圖3可知,隨著年份的增大,該地區(qū)的信息熵呈先增大后減小的趨勢。當年份為1988-2014年時,該地區(qū)信息熵隨年份的增大逐漸增大,為熵增階段,此時用水結構較為均衡。隨后,該地區(qū)的信息熵逐漸減小,為熵減階段,這是由于生態(tài)用水量的增長導致該地區(qū)的用水結構發(fā)生變化,且不同用水類型間的用水量差異較大,生活和生態(tài)用水占總水量的70 %以上,為占有絕對優(yōu)勢的用水類。

圖3 年份-信息熵曲線

為了分析該地區(qū)的水足跡整體演變規(guī)律,該地區(qū)的水足跡及信息熵變化趨勢見圖4。

圖4 水足跡及信息熵變化趨勢

由圖4可知,隨著年份的增大,該地區(qū)的信息熵總體呈增大趨勢,當年份大于2014年時,其曲線變化趨勢趨于平緩。而當年份在1988-2004年時,該地區(qū)的水足跡在30×108～40×108m3之間上下波動;當年份大于2004年時,該地區(qū)水足跡增長趨勢顯著;當年份為2019年時,該地區(qū)水足跡最大值為63.3×108m3。由該地區(qū)的信息熵變化趨勢可得,隨著時間的增大,該地區(qū)的信息熵變化逐漸趨于穩(wěn)定,表明該地區(qū)的用水結構較為均衡;而水足跡與信息熵的曲線變化趨勢總體一致,表明采用水足跡與信息熵可準確反映該地區(qū)的用水結構演變規(guī)律。

該地區(qū)的水足跡演變規(guī)律見圖5。由圖5可知,農(nóng)業(yè)、工業(yè)水足跡與年份間無明顯的相關關系,隨著年份的增大,其水足跡呈上下波動的趨勢;而生活、生態(tài)水足跡與年份間呈正相關關系,隨著年份的增大,其水足跡逐漸增大。對比不同年份的水足跡占比可得,農(nóng)業(yè)、工業(yè)水足跡占比隨著年份的增大逐漸減小;生活、生態(tài)水足跡占比隨著年份的增大逐漸增大,其中生態(tài)水足跡占比增長趨勢較為顯著,其水足跡占比增長21.44 %,而生活水足跡的增長趨勢較為平緩,其水足跡占比增長6.41 %。以上各類型水足跡變化趨勢與圖2中的用水結構變化趨勢具有一致性,表明采用水足跡對該地區(qū)的用水結構演變規(guī)律進行分析的準確性較高。

圖5 水足跡演變規(guī)律

為了研究農(nóng)業(yè)用水量的變化規(guī)律,分析農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與用水量之間的關系,農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)用水量年際變化圖見圖6。由圖6可知,農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)用水的變化趨勢具有一致性,隨著年份的增大,農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)用水總體呈下降趨勢,表明農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)用水量呈正相關關系。近年來,為優(yōu)化供水結構,減少水資源消耗,該地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量逐步減少,導致農(nóng)業(yè)用水量降低。當年份為2019年時,該地區(qū)的農(nóng)業(yè)用水量有最小值,為3.71×108m3,其綜合用水量減少50.78 %,表明采用降低農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的方法對該地區(qū)的供水結構進行優(yōu)化的效果顯著。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中,可采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術和相關再利用水措施,對該地區(qū)的供水、用水結構進行優(yōu)化,以減少水資源的消耗與不必要的浪費。

圖6 農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)用水量年際變化圖

為了研究工業(yè)用水量的變化規(guī)律,分析工業(yè)消費額與用水量間的關系,工業(yè)消費額與工業(yè)用水量年際變化圖見圖7。由圖7可知,隨著年份的增大,工業(yè)消費額與萬元工業(yè)增加值水耗的變化趨勢不一致;工業(yè)消費額與年份間呈正相關關系,萬元工業(yè)增加值水耗與年份間呈負相關關系。根據(jù)該地區(qū)的實際工業(yè)生產(chǎn)情況可得,自1988年以來,該地區(qū)對當?shù)氐墓I(yè)產(chǎn)業(yè)結構進行優(yōu)化調(diào)整,在增大工業(yè)品產(chǎn)量的同時,減少水資源的消耗;當年份大于2008年時,該地區(qū)的萬元工業(yè)增加值水耗接近0m3,表明該地區(qū)的工業(yè)用水逐漸趨于穩(wěn)定。

綜合以上分析可得,該地區(qū)在工業(yè)產(chǎn)值持續(xù)增長的同時,還能保證降低水資源消耗,表明該地區(qū)的工業(yè)轉型與優(yōu)化效果較好。在實際工業(yè)生產(chǎn)過程中,可采用該地區(qū)的工業(yè)優(yōu)化方式,對該地區(qū)的供水、用水結構進行優(yōu)化,以減少水資源的消耗與不必要的浪費。

4 結 論

本文以某地區(qū)水資源開發(fā)利用數(shù)據(jù)為研究對象,數(shù)據(jù)主要來源為水資源公報、區(qū)域統(tǒng)計年鑒、水務統(tǒng)計年鑒等,分析該地區(qū)的水資源時空變化規(guī)律。結論如下:

1)當年份為1990年時,有最大可利用水量,其值為59.54×108m3;當年份為2002年時,有最小可利用水量,其值為16.42×108m3;當年份大于2004年時,該地區(qū)的可利用水量緩慢回升;結余水量與可利用水量的變化趨勢具有一致性,其波動范圍-22.31×108～17.56×108m3。

2)隨著年份的變化,不同用水類別的用水量變化規(guī)律具有一定的差異性。其中,農(nóng)業(yè)、工業(yè)用水量總體呈下降趨勢,且農(nóng)業(yè)用水的下降趨勢較為顯著,農(nóng)業(yè)、工業(yè)年均用水下降量分別為0.57×108和0.34×108m3/a;生活、生態(tài)用水量總體呈上升趨勢,且生態(tài)用水量的上升趨勢較為顯著,其用水量增長18.67×108m3。

3)隨著時間的增大,該地區(qū)的信息熵變化逐漸趨于穩(wěn)定,表明該地區(qū)的用水結構較為均衡;而水足跡與信息熵的曲線變化趨勢總體一致,表明采用水足跡與信息熵可準確反映該地區(qū)的用水結構演變規(guī)律。