CN113449982A - 基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法 - Google Patents
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Abstract
本发明公开了一种基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，包括S1、收集处理目标湖泊湿地历史水位数据和历史生态因子数据，并获得目标湖泊湿地DEM数据；S2、采用Mann‑Kendall检验法分析目标湖泊湿地水位的趋势性和变异性以确定天然水位过程；S3、基于目标湖泊湿地DEM数据，进行水面‑陆面分布与土地利用的叠加合并；S4、确定目标湖泊湿地的主控因子干湿交替面积变化率；S5、基于主控因子干湿交替面积变化率，采用生态比尺法确定生态水位。本发明正向计算可以保证现有景观格局条件下确定湖泊生态水位或建立健康的水文节律，逆向应用可以给出适宜的生态水位或健康的水文节律条件下的不同土地利用调整情景。
Description
技术领域
本发明属于生态水文的技术领域，具体涉及一种基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法。
背景技术
水文节律是指江河湖泊水文情势周期性、节律性地变化，是塑造湖泊湿地生态系统结构与功能、景观格局动态特征的重要控制性要素，是湖泊湿地生态系统最基础和最重要的控制性因子之一。水位变化是湖泊湿地水文节律的重要体现，是衡量湿地生态水文状况的最基本要素，在调节植被覆盖、物种组成和物质循环等方面起着至关重要的作用。
在湖泊水文研究中，湖泊生态水位是分析湖泊水文节律的重要水文指标。生态水位不仅是湖泊水量调控的标准和依据，同时也是湖泊水量保障红线。目前确定湖泊生态水位的常用方法以长期的历史水位资料为基础，采用统计学方法进行统计分析确定，如天然水位资料法、年保证率法等，该类方法虽然资料简单易收集，但是不适用于受人为影响严重、水位年内变化和年际变化幅度过大存在干淀等水文情况的湖泊。
湿地是具有水陆相兼性和过渡性的一种独特生态系统，多位于流域中下游，受经济发展、城市化进程加快影响，其生态水量被大量的挪用挤占，呈现不断退化的趋势。受人类影响较大的湖泊湿地的历史水位数据不再具有代表性，不能反映真实的湖泊湿地未来水位需求，现有的生态水位计算方法存在一定的局限性。如何确定高速城镇化进展中湖泊湿地的生态水位是目前研究中亟待解决的问题。
生态因子又称为“生态因素”，指影响生物生长发育和分布特征的环境条件，包括气候条件、土壤条件、生物条件、地理条件及人为因素等。在水位变化过程相对稳定的环境下，湖泊生态因子也会表现出稳定的变化规律。
发明内容
本发明的目的在于针对现有技术中的上述不足，提供一种基于控制性生态因子比尺的湖泊湿地生态水文节律确定方法，以解决或改善上述的问题。
为达到上述目的，本发明采取的技术方案是：
一种基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，其包括以下具体步骤：
S1、收集处理目标湖泊湿地历史水位数据和历史生态因子数据，并获得目标湖泊湿地DEM数据；
S2、采用Mann-Kendall检验法分析目标湖泊湿地水位的趋势性和变异性以确定天然水位过程；
S3、基于目标湖泊湿地DEM数据，进行水面-陆面分布与土地利用的叠加合并；
S4、确定目标湖泊湿地的主控因子干湿交替面积变化率；
S5、基于主控因子干湿交替面积变化率，采用生态比尺法确定生态水位。
进一步地，步骤S2中采用Mann-Kendall检验法分析目标湖泊湿地水位的趋势性和变异性，以确定天然水位过程，包括：
S2.1、构建目标湖泊湿地水位样本数据的秩序列dk：
其中，xi和xj为相互独立且随机分布的数据样本序列，mi为第i个样本xi>xj的累计数，k＝1、2、3…n，n为数据样本序列的个数；
S2.2、计算秩序列dk的均值E(dk)和方差Var(dk)：
S2.3、对dk进行标准化处理，定义趋势性检验统计量UFk：
其中，趋势性检验统计量UFk符合标准正态分布；
S2.4、给定显著性水平α为0.05时，则0.05显著水平|Uα/2|＝1.98，若UFk≥|Uα/2|，则数据序列存在明显的趋势变化；当UFk>0时，则数据序列呈现上升趋势；当UFk<0时，则数据序列呈现下降趋势；若UFk和逆序统计量UBk的交点在±1.98之间，则交点为数据序列的变异点。
进一步地，步骤S3中基于目标湖泊湿地DEM数据，进行水面-陆面分布与土地利用的叠加合并，包括：
S3.1、获取DEM数字高程栅格数据；
S3.2、将DEM数字高程栅格数据在给定水位之下的赋值给定水位高程值，在给定水位之上的赋值保留其原栅格高程数值，得到新的栅格数据，并记为Water_level；
S3.3、将获得的水位栅格数据Water_level在DEM栅格上进行相减计算，得到水深栅格数据，即Water_depth，Water_depth＝Water_level-DEM；
S3.4、对水深栅格数据Water_depth进行重分类，若水深栅格数据Water_depth为正值，则在栅格上对应的地理空间位置在水面以下，并将栅格分类记为地类代码0，若水深栅格数据为负值，则在栅格对应超出水面的高度为陆面区域，将栅格分类记为地类代码1，并产生新的文件记为land_classification；
S3.5、获取一年的土地利用数据，根据研究区范围，对获取的土地利用区进行裁剪或者提取，得到在研究区域内的土地利用类型栅格或者面文件，并记为landuse；
S3.6、将land_classification和landuse两个文件在同一栅格或者同一区域内进行两者属性的叠加合并，得到融合相交之后新的地类属性，记为classification_intersect，即兼具水面-陆面分布与土地利用两者相关属性的分布结果，并统计面积。
进一步地，步骤S4中确定目标湖泊湿地的主控因子干湿交替面积变化率，包括：
S4.1、根据受水位波动影响程度，选取目标湖泊湿地的生态主控因子；
S4.2、计算天然水位过程生态主控因子的干湿交替面积变化率：
其中，ri为历史天然水位过程阶段干湿交替面积变化率，A(i+1)和Ai分别为历史天然水位过程阶段第i+1、i时段的淹没生态主控因子的面积，A为历史天然水位过程阶段生态主控因子的面积。
进一步地，步骤S5中基于主控因子干湿交替面积变化率，采用生态比尺法确定生态水位，包括：
S5.1、采用年保证率法设定目标湖泊湿地的试算水位；
其中，Hs为生态水位，
为在保证率下所对应的年/月平均水位，μ为权重；
S5.2、基于试算水位条件下的生态主控因子的随水位波动时空变化，计算试算水位条件下干湿交替面积变化率：
其中，ri'为试算水位条件下的干湿交替面积变化率，A(i+1)'和Ai'分别为试算水位条件下的第i+1、i时段的淹没生态主控因子的面积，A'为生试算水位条件下生态主控因子的面积；
S5.3、采用比值法进行校核验证设定的试算水位的准确性：
其中，ρji为第i时段的天然水位过程干湿交替面积变化率和试算水位条件下干湿交替面积变化率的比值，比值ρi越接近1则试算水位的准确性越高，当比值0.95≤ρi≤1.05则试算水位符合一致性要求；
当比值0.95≤ρi≤1.05时，则干湿交替面积变化率符合一致性要求，试算水位为生态水位；当比值ρi≤0.95或ρi≥1.05时，则干湿交替面积变化率不符合一致性要求，则返回步骤S5.1重新设置试算水位，并重复步骤S5.2和S5.3，直至得到满足比值0.95≤ρi≤1.05所对应的生态水位。
进一步地，步骤S5.1中权重的计算步骤为：
S5.1.1、根据系列水文资料，对历年最低水位按照从小到大的顺序进行排列；
S5.1.2、根据湖泊自然地理、结构和功能选择的保证率，并计算所述保证率下所对应的水文年；
S5.1.3、计算水文年年平均水位；
S5.1.4、根据专家打分法或者湖泊健康等级估算确定权重μ。
本发明提供的基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，具有以下有益效果：
本发明正向计算可以保证现有景观格局条件下确定湖泊生态水位或建立健康的水文节律，逆向应用可以给出适宜的生态水位或健康的水文节律条件下的不同土地利用调整情景。
附图说明
图1为基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法的流程图。
图2为白洋淀水位站位置示意图。
图3为白洋淀水位Mann-Kendall检验结果。
图4为1950-1965年年内水位变化过程图。
图5为白洋淀数字高程模型。
图6为给定水位区域分布图。
图7为区域水深分布图。
图8为水面和陆地区域图。
图9为土地利用数据图。
图10为水面-陆面分布与土地利用叠加合并图。
具体实施方式
下面对本发明的具体实施方式进行描述，以便于本技术领域的技术人员理解本发明，但应该清楚，本发明不限于具体实施方式的范围，对本技术领域的普通技术人员来讲，只要各种变化在所附的权利要求限定和确定的本发明的精神和范围内，这些变化是显而易见的，一切利用本发明构思的发明创造均在保护之列。
根据本申请的实施例一，参考图1，本方案的基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，具体包括以下步骤：
步骤S1、收集处理目标湖泊湿地历史水位数据和历史生态因子数据，并获得目标湖泊湿地DEM数据；
步骤S2、采用Mann-Kendall检验法分析目标湖泊湿地水位的趋势性和变异性以确定天然水位过程；
步骤S3、基于目标湖泊湿地DEM数据，进行水面-陆面分布与土地利用的叠加合并；
步骤S4、确定目标湖泊湿地的主控因子干湿交替面积变化率；
步骤S5、基于主控因子干湿交替面积变化率，采用生态比尺法确定生态水位。
根据本申请的实施例二，本实施例将对实施例一进行详细描述，具体包括如下步骤：
步骤S1、数据的收集与整理；
对历史的水位数据进行收集与整理，收集历史的生态因子资料，获得高精度湖泊湿地的DEM数据。
步骤S2、趋势性和变异性分析以确定天然水位过程；
气候变化与人类活动的加剧使水文过程加快，导致水文序列在某时间节点前后发生显著变化，不再具有一致性，需对水文序列进行其变异性和趋势性的分析。Mann-Kendall检验法作为一种非参数统计检验方法，因具有不受样本值、分布类型等的影响，深刻挖掘时间序列时间内部隐含信息从而得出其规律的特点而被广泛地应用于识别气象水文序列趋势性和变异性。一般将变异点之前定为天然水文时期，以此来确定天然水位过程，其具体步骤包括：
步骤S2.1、假设X1、X2……Xn为n个相互独立且随机分布的数据样本序列，构建目标湖泊湿地水位样本数据的秩序列dk：
其中，xi和xj为相互独立且随机分布的数据样本序列，mi为第i个样本xi>xj的累计数，k＝1、2、3…n，n为数据样本序列的个数；
步骤S2.2、计算秩序列dk的均值E(dk)和方差Var(dk)：
步骤S2.3、对dk进行标准化处理，定义趋势性检验统计量UFk：
其中，趋势性检验统计量UFk符合标准正态分布；
步骤S2.4、给定显著性水平α为0.05时，则0.05显著水平|Uα/2|＝1.98，若UFk≥|Uα/2|，则数据序列存在明显的趋势变化；当UFk>0时，则数据序列呈现上升趋势；当UFk<0时，则数据序列呈现下降趋势；若UFk和逆序统计量UBk的交点在±1.98之间，则交点为数据序列的变异点。
步骤S3、DEM和土地利用处理与应用，其具体包括：
步骤S3.1、准备DEM数据，其具体包括：
下载DEM数字高程栅格数据，命名数字高程栅格数据，记为DEM。
步骤S3.2、给定水位区域分布，其具体包括：
将DEM数字高程栅格数据在给定水位之下的赋值给定水位高程值，在给定水位之上的赋值保留其原栅格高程数值，得到新的栅格数据，并记为Water_level。
步骤S3.3、获取区域水深分布，其具体包括：
将获得的水位栅格数据Water_level在DEM栅格上进行相减计算，得到水深栅格数据，即简称Water_depth，Water_depth＝Water_level-DEM。
步骤S3.4、划分水面和陆地(非水面)区域，其具体包括：
对水深栅格数据Water_depth进行重分类，若水深栅格数据Water_depth为正值，则在栅格上对应的地理空间位置在水面以下，并将栅格分类记为地类代码0，若水深栅格数据为负值，则在栅格对应超出水面的高度为陆面区域，将栅格分类记为地类代码1，并产生新的文件记为land_classification。
步骤S3.5、获取土地利用数据，其具体包括：
获取一年的土地利用数据，根据研究区范围，对获取的土地利用区进行裁剪或者提取，得到在研究区域内的土地利用类型栅格或者面文件，并记为landuse。
步骤S3.6、水面-陆面分布与土地利用叠加合并，其具体包括：
将land_classification和landuse两个文件在同一栅格或者同一区域内进行两者属性的叠加合并，得到融合相交之后新的地类属性，记为classification_intersect，即兼具水面-陆面分布与土地利用两者相关属性的分布结果，并统计面积。
步骤S4、主控因子干湿交替面积变化率确定；
湿地生态系统是由湿地生物群落和周围环境依靠物质循环、动量流动和信息传递构成的具有一定调节能力的统一整体，包括水生态系统、相关陆地及沼泽生态系统在内的复合生态系统。是陆地生态系统和水生生态系统之间过渡的土地，受水位波动的影响，或波动，或裸露。所以需要寻找时空波动较大的生态主控因子，确定生态主控因子波动节律的一致性，以此确定生态水位，其具体步骤包括：
步骤S4.1、生态主控因子的选取；
根据受水位波动影响程度，选取目标湖泊湿地的生态主控因子；具体为选取受水位波动影响较大的生态因子，如对水位敏感的动植物、土地利用类型等。
步骤S4.2、干湿交替面积变化率的计算，其具体包括：
基于步骤三确定历史天然水位过程阶段的生态主控因子的随水位波动时空变化，计算天然水位过程生态主控因子的干湿交替面积变化率，计算公式为：
其中，ri为历史天然水位过程阶段干湿交替面积变化率，A(i+1)和Ai分别为历史天然水位过程阶段第i+1、i时段的淹没生态主控因子的面积，A为历史天然水位过程阶段生态主控因子的面积。
步骤S5、将逐月/逐年/最高-最低水位条件下的主要生态因子变化率作为确定生态水位的生态比尺，求取现状生态因子组合条件下的水位过程线，从而确定适宜生态水位，采用试算法进行计算，其具体包括：
步骤S5.1、采用年保证率法设定目标湖泊湿地的试算水位：
其中，Hs为生态水位，
为在保证率下所对应的水文年年平均水位，μ为权重；
权重μ的计算包括：
步骤S5.1.1、根据系列水文资料，对历年最低水位按照从小到大的顺序进行排列；
步骤S5.1.2、根据湖泊自然地理、结构和功能选择的保证率，并计算所述保证率下所对应的水文年；
步骤S5.1.3、计算水文年年平均水位；
步骤S5.1.4、根据专家打分法或者湖泊健康等级估算确定权重μ.。
步骤S5.2、干湿交替面积变化率的计算，其具体包括：
基于试算水位条件下的生态主控因子的随水位波动时空变化，计算试算水位条件下干湿交替面积变化率：
其中，ri'为试算水位条件下的干湿交替面积变化率，A(i+1)'和Ai'分别为试算水位条件下的第i+1、i时段的淹没生态主控因子的面积，A'为生试算水位条件下生态主控因子的面积；
步骤S5.3、生态水位的确定，其具体包括：
采用比值法进行校核验证设定的试算水位的准确性：
其中，ρji为第i时段的天然水位过程干湿交替面积变化率和试算水位条件下干湿交替面积变化率的比值，比值ρi越接近1则试算水位的准确性越高，当比值0.95≤ρi≤1.05则试算水位符合一致性要求；
当比值0.95≤ρi≤1.05时，则干湿交替面积变化率符合一致性要求，试算水位为生态水位；当比值ρi≤0.95或ρi≥1.05时，则干湿交替面积变化率不符合一致性要求，则返回步骤S5.1重新设置试算水位，并重复步骤S5.2和S5.3，直至得到满足比值0.95≤ρi≤1.05所对应的生态水位。
根据本申请的实施例三，本实施例基于实施例一、实施例二的算法，结合白洋淀实例对本发明算法做进一步说明。
步骤S1、资料的收集与整理，其具体包括：
步骤S1.1、收集了白洋淀十方院、端村、王家寨、新安四个水位站的历年实测水位数据，水文站点位置如图2所示。其中十方院位于白洋淀唯一的出口枣林庄水利枢纽附近，是淀区最重要的水位观测站，其观测资料时间最长、指示性最强，因此主要分析该站1950-2017年水位数据的变化特征，采用85国家高程系统。
步骤S1.2、土地利用资料的收集；
收集了白洋淀1960年和2017年的土地利用数据。
步骤S1.3、高精度白洋淀DEM数据；
获得了白洋淀1m×1m的DEM数据。
步骤S2、白洋淀趋势性和变异性分析确定天然水位过程；
采用Mann-Kendall检验法对白洋淀年尺度水位数据进行分析，结果如图3所示：年平均水位UF和UB两条统计线在1965年左右发生交汇，并且交点在0.05显著水平(Uα/2＝±1.96)之内，表明白洋淀水位序列在1965年左右发生突变。因此确定1950-1964年为天然水文时期。
根据1950-1964年历史水位数据确定天然水文时期多年平均水位为8.77m，年内水位变化过程如图4所示。其中9月份水位最高为9.56m，6月份水位最低为8.13m。
步骤S3、DEM和土地利用处理与应用(以9.38m水位为例)；
步骤S3.1、准备DEM数据；
参考图5，下载白洋淀的DEM数字高程栅格数据，命名数字高程栅格数据，记为DEM。
步骤S3.2、给定水位区域分布；
参考图6，在获取到的DEM数字高程栅格数据基础上，给定水位为9.56m，将栅格高程数据在给定水位之下的赋值给定水位高程值，高于给定水位高程值，保留其原栅格高程数值，得到新的栅格数据，记为Water_level。
步骤S3.3、获取区域水深分布；
参考图7，采用水位栅格数据Water_level，在DEM栅格上对应相减，得到水深栅格数据，简称Water_depth，Water_depth＝Water_level-DEM。
步骤S3.4、划分水面和陆地(非水面)区域；
参考图8，经过计算得到的水深栅格数据Water_depth进行重分类处理，若水深栅格数据为正值，即在此栅格上对应的地理空间位置在水面以下，可将此栅格分类记为地类代码0，若水深栅格数据为负值，表示在此栅格对应超出水面的高度，即为陆面(非水面)区域，将此栅格分类记为地类代码1，产生新的文件记为land_classification。
步骤S3.5、获取土地利用数据，其具体包括：
参考图9，根据需要获取某年的土地利用数据，依据研究区范围，对获取的土地利用区进行裁剪或者提取，得到在研究区域内的土地利用类型栅格或者面文件，记为landuse。
步骤S3.6、水面-陆面分布与土地利用叠加合并，其具体包括：
参考图10，将准备好的水面-陆面分布文件land_classification和得到的某年研究区范围内的土地利用数据landuse，通过对两个文件在同一栅格或者同一区域内的两者属性进行叠加合并，得到融合相交之后新的地类属性，记为classification_intersect，即兼具水面-陆面分布与土地利用两者相关属性的分布结果。
步骤S4、主控因子干湿交替面积变化率确定，其具体包括：
步骤S4.1、生态主控因子的选择，其具体包括：
分析1960年和2017年土地利用数据发现两者共有的土地利用类型有旱地、湖泊、水库坑塘、滩地、城镇用地、农村居民点和其他建筑用地。白洋淀作为浅草型湖泊，土地利用类型中的湖泊类型受水位波动较大，因此确定湖泊类型为生态主控因子。
步骤S4.2、干湿交替面积变化率的计算，本实施例具体采用淹没面积变化率进行计算，其具体包括：
基于步骤S3确定1950-1965年最小-最大水位的淹没的湖泊类型面积分别为2.65km2和2.77km2，湖泊类型的总面积为2.77km2，计算湖泊类型的淹没面积变化率为4.28％。
步骤S5、生态比尺法确定生态水位，其具体包括：
步骤S5.1、设置试算水位，其具体包括：
选取白洋淀湿地1950-2017年共计68年的逐月水位数据，保证率为P＝25％相应的水文年1991年，年平均水位为7.09m，对应的6月水位为6.58，9月水位为7.41。对得到的水文年进行生态健康评价，根据白洋淀历史生态水位情况，确定其评价结果为差，如表1，结合湖泊生态系统健康等级与权重的对应关系求得权重系数为1.005，年生态水位为7.13m；6月水位为6.61m，9月水位为7.78m。
表1、生态健康评价
| 湖泊生态系统健康等级 | 优 | 较好 | 中等 | 差 | 极差 |
| 权重μ | 0.945 | 0.975 | 1 | 1.005 | 1.013 |
步骤S5.2、干湿交替面积变化率的计算；
基于步骤S3确定6.61m和7.78m淹没的湖泊类型的面积分别为12.09km2和12.59km2，湖泊类型的总面积为12.75km2，计算湖泊类型的淹没面积变化率为3.89％。
步骤S5.3、生态水位的确定；
基于步骤S5.1和步骤S5.2计算得ρji＝3.89％/4.28％＝0.91<0.95，试算水位条件下湖泊类型的淹没面积变化率一致性较差，返回步骤S5.1。
步骤S5.4、设置6月水位为6.50m，9月水位为7.65m。
步骤S5.5、干湿交替面积变化率的计算为：
基于步骤S5.3确定6.50m和7.65m淹没的湖泊类型的面积分别为12.05km2和12.59km2，湖泊类型的总面积为12.75km2，计算湖泊类型的淹没面积变化率为4.24％。
步骤S5.6、生态水位的确定；
基于步骤S5.1和步骤S5.2计算得ρji＝4.24％/4.28％＝0.99>0.95，试算水位条件下湖泊类型的淹没面积变化率一致性较高，确定6月生态水位为6.50m，9月生态水位为7.65m。
综合上述分析，基于生态因子比尺的确定6月的生态水位6.50m，9月的生态水位7.65m。
本发明正向计算可以保证现有景观格局条件下确定湖泊生态水位或建立健康的水文节律，逆向应用可以给出适宜的生态水位或健康的水文节律条件下的不同土地利用调整情景。
虽然结合附图对发明的具体实施方式进行了详细地描述，但不应理解为对本专利的保护范围的限定。在权利要求书所描述的范围内，本领域技术人员不经创造性劳动即可做出的各种修改和变形仍属本专利的保护范围。
Claims (6)
1.一种基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，其特征在于，包括以下步骤：
S1、收集处理目标湖泊湿地历史水位数据和历史生态因子数据，并获得目标湖泊湿地DEM数据；
S2、采用Mann-Kendall检验法分析目标湖泊湿地水位的趋势性和变异性以确定天然水位过程；
S3、基于目标湖泊湿地DEM数据，进行水面-陆面分布与土地利用的叠加合并；
S4、确定目标湖泊湿地的主控因子干湿交替面积变化率；
S5、基于主控因子干湿交替面积变化率，采用生态比尺法确定生态水位。
2.根据权利要求1所述的基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，其特征在于：所述步骤S2中采用Mann-Kendall检验法分析目标湖泊湿地水位的趋势性和变异性，以确定天然水位过程，包括：
S2.1、构建目标湖泊湿地水位样本数据的秩序列dk：
其中，xi和xj为相互独立且随机分布的数据样本序列，mi为第i个样本xi>xj的累计数，k＝1、2、3…n，n为数据样本序列的个数；
S2.2、计算秩序列dk的均值E(dk)和方差Var(dk)：
S2.3、对dk进行标准化处理，定义趋势性检验统计量UFk：
其中，趋势性检验统计量UFk符合标准正态分布；
S2.4、给定显著性水平α为0.05时，则0.05显著水平|Uα/2|＝1.98，若UFk≥|Uα/2|，则数据序列存在明显的趋势变化；当UFk>0时，则数据序列呈现上升趋势；当UFk<0时，则数据序列呈现下降趋势；若UFk和逆序统计量UBk的交点在±1.98之间，则交点为数据序列的变异点。
3.根据权利要求1所述的基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，其特征在于：所述步骤S3中基于目标湖泊湿地DEM数据，进行水面-陆面分布与土地利用的叠加合并，包括：
S3.1、获取DEM数字高程栅格数据；
S3.2、将DEM数字高程栅格数据在给定水位之下的赋值给定水位高程值，在给定水位之上的赋值保留其原栅格高程数值，得到新的栅格数据，并记为Water_level；
S3.3、将获得的水位栅格数据Water_level在DEM栅格上进行相减计算，得到水深栅格数据，即Water_depth，Water_depth＝Water_level-DEM；
S3.4、对水深栅格数据Water_depth进行重分类，若水深栅格数据Water_depth为正值，则在栅格上对应的地理空间位置在水面以下，并将栅格分类记为地类代码0，若水深栅格数据为负值，则在栅格对应超出水面的高度为陆面区域，将栅格分类记为地类代码1，并产生新的文件记为land_classification；
S3.5、获取一年的土地利用数据，根据研究区范围，对获取的土地利用区进行裁剪或者提取，得到在研究区域内的土地利用类型栅格或者面文件，并记为landuse；
S3.6、将land_classification和landuse两个文件在同一栅格或者同一区域内进行两者属性的叠加合并，得到融合相交之后新的地类属性，记为classification_intersect，即兼具水面-陆面分布与土地利用两者相关属性的分布结果，并统计面积。
4.根据权利要求1所述的基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，其特征在于：所述步骤S4中确定目标湖泊湿地的主控因子干湿交替面积变化率，包括：
S4.1、根据受水位波动影响程度，选取目标湖泊湿地的生态主控因子；
S4.2、计算天然水位过程生态主控因子的干湿交替面积变化率：
其中，ri为历史天然水位过程阶段干湿交替面积变化率，A(i+1)和Ai分别为历史天然水位过程阶段第i+1、i时段的淹没生态主控因子的面积，A为历史天然水位过程阶段生态主控因子的面积。
5.根据权利要求1所述的基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，其特征在于：所述步骤S5中基于主控因子干湿交替面积变化率，采用生态比尺法确定生态水位，包括：
S5.1、采用年保证率法设定目标湖泊湿地的试算水位；
其中，Hs为生态水位，
为在保证率下所对应的年/月平均水位，μ为权重；
S5.2、基于试算水位条件下的生态主控因子的随水位波动时空变化，计算试算水位条件下生态主控因子的干湿交替面积变化率：
其中，ri'为试算水位条件下的干湿交替面积变化率，A(i+1)'和Ai'分别为试算水位条件下的第i+1、i时段的淹没生态主控因子的面积，A'为生试算水位条件下生态主控因子的面积；
S5.3、采用比值法进行校核验证设定的试算水位的准确性：
其中，ρji为第i时段的天然水位过程干湿交替面积变化率和试算水位条件下干湿交替面积变化率的比值，比值ρi越接近1则试算水位的准确性越高，当比值0.95≤ρi≤1.05则试算水位符合一致性要求；
当比值0.95≤ρi≤1.05时，则干湿交替面积变化率符合一致性要求，试算水位为生态水位；当比值ρi≤0.95或ρi≥1.05时，则干湿交替面积变化率不符合一致性要求，则返回步骤S5.1重新设置试算水位，并重复步骤S5.2和S5.3，直至得到满足比值0.95≤ρi≤1.05所对应的生态水位。
6.根据权利要求5所述的基于控制性生态因子比尺的湖泊生态水文节律确定方法，其特征在于：所述步骤S5.1中权重的计算步骤为：
S5.1.1、根据系列水文资料，对历年最低水位按照从小到大的顺序进行排列；
S5.1.2、根据湖泊自然地理、结构和功能选择的保证率，并计算所述保证率下所对应的水文年；
S5.1.3、计算水文年年平均水位；
S5.1.4、根据专家打分法或者湖泊健康等级估算确定权重μ。
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