焉耆盆地自然-社会水循环要素演化特征研究_彭亮.pdf

第 37 卷第 8 期干旱区资源与环境Vol 37No 82023 年 8 月Journal of Arid Land esources and EnvironmentAug 2023文章编号:1003 7578(2023)08 097 10doi:10 13448/j cnki jalre2023190焉耆盆地自然 社会水循环要素演化特征研究*彭亮1，乔英2，王环波3(1 新疆农业大学水利与土木工程学院，乌鲁木齐 830052;2 新疆理工学院建筑工程学院 阿克苏 843100;3 新疆职业大学，乌鲁木齐 830013)提要:为揭示人类活动影响下干旱区水循环要素演化特征，提高区域水资源利用效率与管理。文中以焉耆盆地为研究区、2000 2020 年为研究时段，开展区域自然 社会水循环要素变化特征研究，采用 Python 语言对 GLASS ET 产品进行批量获取与处理，得到研究区域实际蒸散量动态;选取线性倾向估计法和 Mann Kendall 趋势检验法，分析区域水循环要素演化特征。结果表明:降水平均值为 95 4mm，降水量呈不显著上升趋势;实际蒸散量(AET)波动范围 149 4 175 6mm，多年平均 AET165 4mm，AET 总体呈不显著下降趋势;开都河与黄水沟两条主要河流地表径流量呈不显著下降趋势;地表引水量呈显著下降趋势，地下水开采量呈显著上升趋势。人类高强度的活动和用水方式直接影响着区域水循环要素演化进程，研究结果可为焉耆盆地水资源利用与管理提供理论依据。关键词:焉耆盆地;降水量;实际蒸散发量;地表水引水量;地下水开采量中图分类号:TV213文献标识码:A水是干旱区绿洲经济社会发展的命脉和维护天然生态系统稳定的基础。随着社会经济快速发展，干旱绿洲用水方式发生了较大的转变。西北地区独特的气候、地貌及社会经济状况，加之人类用水规模和干扰自然水系统的提高，导致西北灌溉农业发展中面临的水资源过度开发、土壤盐碱化严重、生态环境功能低下等诸多问题1，严重影响灌区农业生产和生态环境安全。了解水循环要素的演化特征，是干旱区水资源利用与管理的前提。水科学认为，水循环具有自然性和社会性双重属性2 3。社会水循环是“自然 人工”二元水循环的重要环节4，与自然驱动力下水循环结构共同构成了“自然 社会”二元水循环5，即:“降水 蒸发 入渗 径流”+“取水 用水 排水”。“自然 社会”驱动力下的水循环，是自然水循环与社会水循环的交织耦合，可将要素概括为:降水、蒸发、径流量、地表水引水量、地下水开采量。随着人类活动的加剧，二元水循环社会驱动力逐渐凸显6 8，尤其是西北旱区农业发展受到气候干旱、水资源短缺等多重自然条件的影响，加之灌区供水保证率低、灌排设施不配套、水肥利用效率低，导致生态用水与农业用水矛盾加剧、农业生产与生态环境建设不协调、农民增产不增收等问题仍较为突出9 11。焉耆盆地是西北典型的干旱绿洲区，区内用水总量的 90%以上用于农业灌溉，气候变化、高强度的农业活动以及水资源管理制度，强烈影响着盆地内水循环要素演化。目前，线性倾向估计法和 Mann Kendall 趋势检验法被广泛应用于水文、气象等时间序列变化趋势和突变点分析12 15。线性倾向估计法的优势是较为直观的反映趋势的倾向程度，常用来判断水循环要素的变化趋势、变化显著性和变化程度，是研究和探讨水循环变化的基础，但是不能反映突变情况;Mann Kendall 验法是一种非参数检测方法，虽不能直观反映倾向趋势，但其优点是定量化程度高，不受少数异常值的干扰，变量也不要求样本遵从一定的分布，不仅能表明突变开始的时间，同时也能够反映发生突变的区域16，将两种分析方法结合运用可优势互补。过去近 20 年，开都河流域的焉耆盆地由于人类活动所导致的区域下垫面和覆被变化，以及取用水行为导致的水循环发生了较大的变化。*收稿日期:2023 2 22;修回日期:2023 5 25。基金项目:新疆维吾尔自治区自然科学基金项目(2020D01A54);新疆维吾尔自治区教育厅高校科研项目(XJEDU2022P135)资助。作者简介:彭亮(1978 )，男，新疆乌鲁木齐人，副教授，硕士，主要从事干旱区水文过程与水资源利用研究。E mail:pliang_xjauqq com通信作者:王环波(1982 )，男，新疆乌鲁木齐人，高级讲师，博士，主要从事农业水土资源利用与保护研究。E mail:wanghuan-bo2021163 com文中以焉耆盆地为研究对象，选取降水、蒸发、径流量、地表水引水量、地下水开采量等水循环要素，采用线性倾向估计法和 Mann Kendall 趋势检验法对 2000 2020 年区域水循环要素演化进行分析，揭示人类活动驱动下区域水循环要素演化特征，为焉耆盆地水资源利用与管理提供理论依据，保障农业和生态环境安全。1数据与方法1 1研究区概况新疆焉耆盆地位于东经 8530 8750、北纬 4140 4230，天山以南，塔克拉玛干沙漠以北，阿拉沟山和库鲁克塔格山之间，是一个近乎封闭的山间盆地，东西长约 170km，南北宽约 85km，总面积约 1 26104km2，包括焉耆、博湖、和静与和硕 4 个县以及农业生产建设兵团第二师 21 27 团和 223 团等 8 个团场(图 1)。焉耆盆地具有降水量小、蒸发量大等典型干旱区绿洲气候特征。2000 年以来，由于人口增长、社会经济发展以及灌溉方式等发生了较大的变化，耕地面积由 2000 年的 1806 42km2扩大到 2020 年的2532 80km2，耕地面积增加约 700km2，增幅达 38 19%，生产用水量中农业用水占比 90%以上;灌溉方式由原始的大水漫灌转变为覆膜滴灌，覆膜滴灌面积占灌溉面积的 60%以上。湿地面积由 2000 年的 24432km2增加到 2020 年的 516 10km2。图 1研究区地理位置图Figure 1 Geographical location of study area1 2数据降水量、径流量、地表引水量、地下水开采量等数据，来源于巴音郭楞蒙古自治州水资源公报。蒸散发数据来源于全球陆表特征参量数据产品(GLASS ET 产品)，由北京师范大学梁顺林教授团队自主研发，其时间分辨率为 8 天，空间分辨率 1km，采用 Python 批量获取于马里兰大学(下载轨道号:h24v04)，共获取 2000 2018 年 19 年 868 个数据。采用 ArcPy 对数据按年进行批量求年平均，并按照研究区边界进行矢量裁剪转为 tiff 格式，采用能量转换公式将潜热通量转换为蒸散(mm/a)。89干旱区资源与环境第 37 卷1 3方法趋势性分析法常用来判断水循环要素的变化趋势、变化显著性和变化程度，是研究和探讨水循环变化的基础。趋势检测技术己被广泛用于水情、水质问题，尤其是非参数检验方法因其对于数据结构的要求较少，具有较好的适用性15，17。1 3 1线性倾向估计法线性倾向估计是通过已知随机变量观测序列 X，建立 xi与 ti之间的一元线性回归方程，判断数据序列趋势的一种方法。即:x=a+bti(i=1，2，n)(1)根据最小二乘法有:b=ni=1xiti1n(ni=1xi)(ni=1ti)ni=1t2i1n(ni=1ti)，a=?x b?t(2)根据回归系数 b，求出时间 ti与变量 xi之间的相关系数:r=bni=1t2i1n(ni=1ti)2ni=1x21n(ni=1xi)2(3)上式中，a 为回归常数，b 为回归系数，t 为时间变量，r 为相关系数。相关系数 r 表示变量 x 与时间 t 之间线性相关的密切程度。当 r=0 时，b=0，表明 x 的变化与时间 t无关;当 r 0 时，b 0，表明 x 随时间 t 呈上升趋势;当 r 0 时，b 0，表明 x 随时间 t 呈下降趋势。|r|越接近于 0，说明 x 与 t 之间的线性相关就越小;|r|越大，说明 x 与 t 之间的线性相关就越大。同时，需要对相关系数，进一步进行显著性检验。确定显著性水平，若|r|r，表明 x 随时间 t 的变化趋势是显著的，否则不显著。1 3 2Mann Kendall 趋势检验Mann Kendall 验法是一种非参数检测方法，原理是对于具有 n 个样本长度系列的待检测序列 X(x1，x2，xn)，在时间序列随机独立的假定下，定义检验的统计量 S 如下:S=n 1i=1nj i+1Sgn(xj xi)，Sgn(xj xi)=1(xj xi)00(xj xi)=01(xj xi)0(4)其中，xi和 xj分别为第 i、j 时间序列对应的观测值，且 i j，Sgn()是符号函数。当 n8 时，统计量近似服从正态分布，在不考虑序列存在等值数据点的情况下，均值 E(S)=0，方差Var(S)为:Var(S)=n(n 1)(2n+5)18(5)=median(xi xji j)，j i(6)通过(1 6)式计算倾斜度，表示衡量趋势大小的指标，得到去趋势化的新序列 x表达式为:xi=xi i(7)再计算新序列 x的一阶自相关系数 ri和对 Var(S)的修正系数 C，得到新的方差 Var(S)如下:Var(S)=Var(S)Cr1=ni=1(xi?x)(xi+1?x)ni=1(xi?x)2，C=1+2n(n 1)(n 2)ni=1(n 1)(n i 1)(n i 2)r1(8)新的方差 Var(S)计算标准化的检验值 P:99第 8 期彭亮等焉耆盆地自然 社会水循环要素演化特征研究P=S 1Var(S)S 00S=0S+1Var(S)S 0(9)P 服从标准正态分布。当 P 0 时，序列存在上升趋势;当 P 0 时，序列存在下降趋势;P=0 时，序列无变化。对于给定的显著性水平 =0 05，如果|P|P1 /2|，表明序列在 显著水平下，存在显著升高或显著下降趋势。通过标准化正态函数分布表可知，当|P|分别大于 1 96 时，通过置信度为 95%的显著性检验。UF=(S E S)Var S，UB=UF(10)式中 E 是 S 的均值，UB 是根据 UF 反序列计算的值。当 UF 与逆序列 UB 曲线小于 0 时表示序列呈现下降趋势，反之是上升趋势，当超出信度线时表明趋势显著，出现交点对应的时刻便是突变开始的时刻18。2结果与分析2 1降水量采用焉耆县、博湖县、和硕县 3 县平均降水量作为焉耆盆地的降水量能够较为准确的反映焉耆盆地的降水变化趋势。研究区降水量统计特征(表 2)，研究区 21 年平均降水量为 95 4mm，最大年降水量127 5mm(2016 年)，最小年降水量 67 7mm(2006 年)，年降水变差系数 Cv 值 0 21，最大降水量是最小降水量的 1 88 倍。降水量年内分配极不均匀，主要集中在夏季，连续最大四个月降水量主要出现在 5 8 月，冬春两季干燥少雨。表 2 水循环要素统计特征值计算表Table 2 Statistical characteristic values of water cycle elements统计量样本数最大值最小值平均值标准差 变差系数 Cv 偏态系数 Cs极值比降水量(mm)2112750677095 4019 63021023188蒸散发量(mm)181756014940165 407000040 80118开都河径流量(108m3)2157 12299939 60650016090190黄水沟径流量(108m3)216381 91354120034100334地表引水量(108m3)2112 32666887151017089184地下水开采量(108m3)215970 97336189056011615(a)降水变化趋势(b)降水突变统计量图 22000 2020 年焉耆盆地年降水变化趋势图与突变统计量Figure 2 Inter annual trend and abrupt change statistics of annual precipitation in Yanqi Basin，from 2000 to 2020研究区降水量变化曲线见图 2(a)，降水量线性趋势分析回归方程:y=1 0461x 2007 2，回归常数为正数，表示年降水量呈上降趋势，其线性倾向率为 1 046mm/a，计算相关系数|r|=0 330，而显著水平取=0 05，|r0 05|=0 413，相关系数|r|r0 05|;采用 Mann Kendall 法检验计算相关系数 P=0 21，对于显著水平 =0 05，P 的临界检验值为 1 96，即|P|P1 /2|，表明序列在 显著水平下，存在不显著升高趋 势。降水变化趋势显著性分析(表3)，线性倾向估计法和Mann Kendall法的结果相吻合，判定研究区001干旱区资源与环境第 37 卷降水量呈不显著上升趋势。突变情况由图 2(b)可知，降水量在 2003 年出现突变，UF 曲线开始下行 2004 年后运行在 0 轴下方，2013 年接近下信度线，表明这一时段降水量呈现不显著下降趋势;2014 年出现突变，降水量开始回升，2016 年之后 UF 曲线运行在 0 轴上方，表明降水量呈现上升趋势，但趋势并不显著;虽然2002 2003 年与 2016 2020 年这 7 年 UF 曲线运行在 0 轴上方，表明降水量呈现增加趋势，表 3 水循环要素变化趋势显著性分析Table 3 Significance analysis of variation trend of water cycle elements样本类型样本长度线性回归检验Mann Kendall 检验r是否显著 P 是否显著降水量21033否021否实际蒸散量18027否061否开都河径流量21021否082否黄水沟径流量21006否012否地表引水量21045是290是地下水开采量21072是320是但是总体上升趋势不显著。2 2实际蒸散量(AET)2001 2018 年焉耆盆地 AET 年际变化特征见图 3(a)，AET 统计特征(表 2)，AET 波动范围 149 4 1756mm，多年平均 165 4mm，AET 多年变化不大。线性趋势分析回归方程:y=0 3657x+168 9，回归常数为负数，表示 AET 呈下降趋势，其线性倾向率为 0 3657mm/a，计算相关系数|r|=0 27，而显著水平取 =0 05，|r0 05|=0 444，相关系数|r|r0 05|;采用 Mann Kendall 法检验计算相关系数 P=0 61，对于显著水平 =0 05，P 的临界检验值为 1 96，即|P|P1 /2|，表明存在不显著下降趋势。AET 变化趋势显著性分析(表 3)，线性倾向估计法和 Mann Kendall 法的结果相吻合，判定研究区降水量呈不显著下降趋势。突变情况见图 3(b)，2001 2005 年 AET 趋于不显著上升趋势，2005 2006 年 UF 超出上信度线，表明上升趋势显著;2007 年发生了突变，UF 曲线开始下行，2008 年之后 UF 曲线运行在0 轴下方，且2015、2017 年发生突变，但是 UF 曲线始终运行在 0 轴下方并且在上下信度线之间，表明 AET 处于下降趋势，但下降趋势不显著。(a)AET 变化趋势(b)AET 突变统计量图 3焉耆盆地 AET 年际变化与突变统计量Figure 3 Inter annual trend and abrupt change statistics of AET in Yanqi Basin，from 2000 to 20182 3径流量开都河和黄水沟是研究区内最大的两条河流，径流量年际变化趋势(图 4(a)和图 5(a)，径流量变化趋势相同，均呈现下降趋势。由表 2 可知，开都河 21 年平均径流量为 39 60 108m3/a，最大年径流量为57 12 108m3/a(2002 年)，最小年径流量为 29 99 108m3/a(2014 年)，最大径流量是最小径流量的 1 9倍;黄水沟 21 年平均年径流量 3 54 108m3/a，最大年径流量为 6 38 108m3/a(2000 年)，最小年径流量为 1 91 108m3/a(2011 年)，最大径流量是最小径流量的 3 34 倍。线性趋势分析，开都河回归方程为:y=0 3013x+645 13，黄水河回归方程为:y=0 0128x+29 242，两条河流回归常数分别为 0 3013 和 0 0128，表示年径流量呈下降趋势。计算相关系数开都河|r|=0 288，黄水沟|r|=0 064，而显著水平取 =0 05，|r0 05|=0 413，两条河流相关系数|r|r0 05|;采用 Mann Kendall 法检验计算相关系数开都河 P=0 82，黄水河 P=0 12，对于显著水平 =0 05，P 的临界检验值为 1 96，即|P|P1 /2|，表明序列在 显著水平下，存在不显著下降趋势。显著性分析(表 3)，线性倾向估计法和 Mann Kendall 法的结果相吻合，判定研究区开都河与黄水沟径流量均呈不显著下降趋势。突变情况见图 4(b)、图 5(b)，开都河 2001、2002、2018、2019 年发生了突变，但是 UF 与101第 8 期彭亮等焉耆盆地自然 社会水循环要素演化特征研究(a)开都河径流量变化趋势(b)开都河径流量突变统计量图 42000 2020 年开都河年际径流量变化趋势与突变统计量Figure 4 Inter annual trend and abrupt change statistics of interannual runoff in Kaidu river，from 2000 to 2020(a)黄水沟径流量变化趋势(b)黄水沟径流量突变统计量图 52000 2020 年黄水沟年际径流量变化趋势与突变统计量Figure 5 Inter annual trend and abrupt change statistics of interannual runoff in Huangshuigou river，from 2000 to 2020UB 曲线基本在上下信度线之间，并且 UF 曲线仅在 2002 年运行在 0 轴上方，因此开都河径流量趋于不显著下降趋势，并且 UF 曲线还在 2014 年超出下信度线，表明下降显著。由图 5(b)可知，黄水沟 2019 年出现突变，2000 2018 年时段 UF 曲线运行在 0 轴下方，并且 2010、2011、2012、2013、2014 年这 5 年 UF 曲线超出下信度线，表明下降趋势显著;2019 年后 UF 曲线运行在 0 轴上方，表明径流量处于上升趋势，UF 曲线大部分时段运行在 0 轴下方，表明径流量处于下降趋势，但是不显著;总体上开都河与黄水沟径流量均呈现不显著下降趋势。2 4地表水引水量由表 2 可知，研究区 21 年平均地表引用水量:8 87 108m3/a，最大年地表引用水量:12 32 108m3/a(2010 年)，最小年地表引用水量:6 66 108m3/a(2020 年)，最大引水量是最小引水量的 1 84 倍。地表引水量年际变化趋势见图 6(a)，线性回归方程:y=0 1084x+226 83，回归常数为负数，表示年引水量呈下降趋势。线性回归检验计算相关系数|r|=0 45，而显著水平取 =0 05，|r0 05|=0 413，相关系数|r|r0 05|;采用 Mann Kendall 法检验计算相关系数 P=2 90，对于显著水平 =0 05，P 的临界检验值为 1 96，即|P|P1 /2|，表明存在显著下降趋势。显著性分析(表 3)，线性倾向估计法和Mann Kendall 法的结果相吻合，判定研究区地表引水量呈显著下降趋势。突变情况见图 6(b)，UF 曲线2000 2010 年时段运行在 0 轴下方，表明地表引水量处于下降趋势，2005、2006 年发生突变，并且 2005、2006、2007 三年 UF 曲线超出下信度线，表明下降趋势显著;UF 曲线 2011 2015 年时段运行在到 0 轴上方，表明这一时段地表引水量有增加趋势，但不显著;2015 年之后 UF 曲线又运行在到 0 轴下方，表明地表引水量处于下降趋势，2018 年出现突变并且 2019、2020 年 UF 曲线超出下信度线，表明下降趋势显著;总体上地表引水量呈现显著下降趋势。2 5地下水开采量由表 2 可知，研究区地下水 21 年平均开采量:3 36 108m3/a，最大年地下水开采量:5 97 108m3/a(2012 年)，最小年地表引用水量:0 97 108m3/a(2001 年)，最大开采量是最小开采量的 6 15 倍。201干旱区资源与环境第 37 卷(a)地表引水量变化趋势(b)地表引水量突变统计量图 62000 2020 年焉耆盆地地表水引水量年际变化趋势与突变统计量Figure 6 Inter annual variation trend and abrupt change statistics of surface water intake in Yanqi Basin from 2000 to 2020地下水开采量年际变化趋势见图 7(a)，其线性回归方程:y=0 2198x 438 36，线性回归常数为正数，表示年地下水开采量呈上升趋势。线性回归计算相关系数得|r|=0 72，而显著水平取 =0 05，|r0 05|=0 413，相关系数|r|r0 05|;采用 Mann Kendall 法检验计相关系数 P=3 2，对于显著水平 =0 05，P 的临界检验值为 1 96，即|P|P1 /2|，表明序列在 显著水平下，存在显著上趋势。显著性分析(表 3)，线性倾向估计法和 Mann Kendall 法的结果相吻合，判定研究区地下水开采量呈显著上升趋势。突变情况由图 7(b)可知，2000 2004 年时段，UF 曲线均运行在 0 轴下方，并且在上下信度线内表明地下水开采量处于不显著下降趋势，2006 年发生突变，地下水开采量呈现上升趋势，2008 2020 年时段UF 曲线超出上信度线，表明上升趋势显著。(a)地下水开采量变化趋势(b)地下水开采量突变统计量图 72000 2020 年焉耆盆地地下水开采量年际变化趋势与突变统计量Figure 7 Inter annual trend and abrupt change statistics of groundwater extraction in the Yanqi Basin，from 2000 to 20203讨论(1)降水量呈现不显著上升趋势，2004 2013 年降水量均以偏枯为主，2014 2020 年降水量明显偏丰，年际变化相差较大，降水量季节性变化显著，多雨年与少雨年相差 1 88 倍。研究结果与周成龙等在新疆巴州地区降水量以及哈丽旦司地克等在焉耆盆地研究的降水量结果一致19 20;降水呈现增多趋势主要是西风环流带来的水汽，降水量的增加和气温升高增加山区冰雪融水量，均会增加河流径流量21 22，降水量发生突变与气温升高和极端气候指数密切相关16，23。研究区 2 条主要河流径流量均呈现不显著下降趋势，降水量和气温是径流量变化的主要影响因素16。一方面，开都河与黄水沟源区降水呈增加趋势，径流量增大24 25，另一方面，受到人类活动的影响，在开都河上游修建了多处拦蓄工程，对下游的径流量可以起到兴利和防洪调节作用26 27;黄水沟上游由于人口增长和经济发展耕地面积增加、城镇规模扩大、土地利用面积增加等因素，增加了引用水量，这是 2 条河流径流量不显著减小的主要原因，同时也是径流量发生突变的主要原因。(2)实际蒸散量(AET)呈现不显著下降趋势，分布特征与 Brunner28 在焉耆盆地通过使用多光谱卫星301第 8 期彭亮等焉耆盆地自然 社会水循环要素演化特征研究图像(NOAA AVH，1km 分辨率)计算具有表面能量平衡(SEBAL)的实际 ET 相一致;并与李晴等29 基于 MOD16 数据在焉耆盆地蒸散量变化研究的多年平均 AET 值接近。从 AET 多年的波动可以清晰的看出，对于日照充足的干旱区，实际蒸散量与区域内水资源量的多少和分布密切相关30。大规模的实施覆膜滴灌节水工程，覆膜减少了地表蒸发量。节水灌溉由原来的浇地改为浇作物，灌溉定额减小的同时减少了灌溉入渗量和地下水回流量，进而减小了田间入渗补给量，再加上地下水开采量增加，地下水位恢复较慢，从而降低了地下水位，减少了潜水的无效蒸发量。另外，耕地面积的扩大、湿地面积的增加使得 ND-VI 像素从 2000 年的 0 25 增加到 2018 年的 0 36 植被覆盖稳定增长31，形成了焉耆盆地绿洲冷岛效应，夏季绿洲冷岛效应将周围沙漠戈壁的热空气抬升到 200m 左右高度形成逆温层32，抑制了植株蒸腾和土壤蒸发。AET 突变的主要原因与这一时期规模化推广节水灌溉(覆膜滴灌)关系密切，同时受到地表植被覆盖度和地下水位的影响。(3)地表引水量呈现显著下降趋势和地下水开采量呈现 n 型变化趋势，受到用水方式的转变影响。2000 年前后研究区的耕种方式是较为粗放式的大水漫灌，地表引水量大。随着社会经济发展，生产总值和耕地面积逐年增加，农业灌溉用水、生态用水和生活用水量亦增大。2005 年后研究区规模化的实施节水灌溉(覆膜滴灌)，开展节水推广和治理盐渍化措施，同时鼓励开采地下水，这一时期的用水方式发生了较大的变化，2006 年地下水开采量出现突变，与这一时期地方政府部门大力推广高效化节水和治理盐渍化的举措相关，地方政府大力推广高效节水，提高用水效率;一方面为了治理盐渍化，有效降低地下水位埋深，鼓励开采地下水灌溉;另一方面，提高用水效率后，节约出的水可以灌溉更多的耕地，促进农业耕种面积，致使地下水开采量持续增加。由地表水灌溉转为地表水+地下水灌溉，因此地表水引水量开始减少，2005、2006 年发生突变，并且减小趋势显著。2015 年后推行最严格水资源管理制度，实施退地减水，控制地下水开采量，使得地下水开采量逐渐减少，地下水超采得到有效治理。地表引水量和地下水开采量发生突变与这一时期实施的水土政策时间节点相吻合，与研究区内推行的水土政策密切相关。(4)基于上述讨论结果，建议结合研究区水盐当量11 分布情况，合理配置地下水与地表水用水比例;采取井灌区、渠灌区、井渠结合灌区的分区管理方式，对于地下水位埋深浅、易发生盐渍化的区域，优先使用地下水，减少无效蒸发、控制地下水位埋深预防盐渍化;对于地下水位埋深较大的区域，优先考虑使用地表水，逐步恢复地下水位到合理生态水位;对于研究区内地表水丰富且不超采的区域原则上采取井渠结合灌，将地表水配给至渠灌区或缺少地表水区域。4结论文中利用研究区的长时序径流量、地表引水量、地下水开采量、遥感蒸散发产品(GLASS ET)等数据，借助 Arcpy 和 ArcGIS 的空间分析与地统计功能，采用线性倾向估计法和 M K 突变检验方法，揭示高强度人类活动影响下干旱区水循环要素的演化特征，结论如下:(1)焉耆盆地降水量和实际蒸散量变化都有明显的突变点，降水量呈现不显著(P=0 21)增加趋势，实际蒸散量呈现不显著(P=0 61)减少趋势;研究区内最大的 2 条河流开都河(P=0 82)与黄水沟(P=0 12)径流量均呈现不显著的减少趋势;地表引水量与早期相比呈现显著(P=2 90)下降趋势，而地下水开采量从早期的 0 97 108m3/a 增加到最大 5 97 108m3/a，最大开采量是最小开采量的 6 15 倍，地下水开采量呈显著(P=3 2)上升趋势;地表水与地下水用水结构不协调，水资源配置不合理，地下水用水占比大造成地下水位埋深持续增大，给生态环境带来安全隐患。(2)变化环境下，水循环的驱动力、循环结构、驱动强度都发生了变化。流域水循环的驱动力经历了由“自然驱动”“自然+社会驱动”再到社会驱动持续增强的“自然+社会驱动”水循环耦合相对平衡状态;自然驱动力下，流域水循环结构是“降水 蒸发 入渗 径流”的自然循环状态。“自然+社会驱动”力下，使原有自然循环上新增了“取水+用水+排水”的社会水循环结构，构成了变化环境下流域新的水循环结构框架;驱动强度由流域大尺度循环不断减弱局域小尺度循环增强的变化。(3)政策上的导向直接影响着用水方式与用水量变化，然而用水方式的转变也直接或间接的影响着研究区内水循环要素演化进程。参考文献 1邓铭江，陶汪海，王全九，等 西北现代生态灌区建设理论与技术保障体系构建 J 农业机械学报，2022，53(8):1 13401干旱区资源与环境第 37 卷 2谢平，陈广才 变化环境下地表水资源评价方法 M 北京:科学出版社，2009:5 3李明乾 变化环境下流域水循环演化研究 以辽宁省典型河流为例D 长春:吉林大学，2022:41 4朱丽姗，肖伟华，侯保灯，等 社会水循环通量演变及驱动力分析 以保定市为例 J 水利水电技术，2019，50(10):10 17 5王浩，贾仰文 变化中的流域“自然 社会”二元水循环理论与研究方法 J 水利学报，2016，47(10):1219 1226 6IPCC Climate change 2021:The physical science basisM New York:Cambridge University Press，2021:11 7朱永华，张生，赵胜男，等 气候变化与人类活动对地下水埋深变化的影响 J 农业机械学报，2017，48(9):199 205 8孟建，姚旭擎，杨晓琳，等 地下水超采区农业种植结构与作物耗水时空演变研究 J 农业机械学报，2020，51(11):302 312 9BA W L，DU P F，LIU T，et al Simulating hydrological responses to climate change using dynamic and statistical downscaling 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