渾河上游水質(zhì)與區(qū)域國民經(jīng)濟(jì)影響因素相關(guān)性的回歸分析

趙彩霞

撫順市環(huán)境科學(xué)研究院

渾河上游水質(zhì)與區(qū)域國民經(jīng)濟(jì)影響因素相關(guān)性的回歸分析

趙彩霞

撫順市環(huán)境科學(xué)研究院

選取大伙房水庫上游渾河清原段7個(gè)地區(qū)河流斷面，對(duì)四種監(jiān)測(cè)因子進(jìn)行相關(guān)性分析和回歸模擬，篩選出最優(yōu)化回歸方程?；适┘恿亢托笄蒺B(yǎng)殖業(yè)是本次研究地區(qū)水體中各監(jiān)測(cè)物質(zhì)含量的主要影響因素。

COD；氨氮；總氮；總磷；面源污染；相關(guān)性；回歸分析

本次研究根據(jù)“渾河清原段水質(zhì)與國民經(jīng)濟(jì)影響因素的相關(guān)性研究”，利用相關(guān)性和回歸方程對(duì)各監(jiān)測(cè)物質(zhì)進(jìn)行分析和模擬，建立與入庫河道水質(zhì)與各影響因子的相關(guān)和伴隨關(guān)系。

1.回歸分析

1.1 采用逐步回歸的依據(jù)

逐步回歸分析法的原理是對(duì)所有變量依次引入，若在引入下一個(gè)變量后，前一個(gè)變量的F值小于當(dāng)前最大F值時(shí)，系統(tǒng)會(huì)自動(dòng)剔除前一個(gè)變量。最終選取到對(duì)因變量比較重要的變量，進(jìn)而模擬回歸方程。

1.2 回歸方程的建立

考慮到本次研究中變量間存在比較復(fù)雜的作用關(guān)系和依賴性，需分別把COD、氨氮、總氮和總磷含量作為因變量，并對(duì)每一個(gè)因變量進(jìn)行多因子單項(xiàng)式、二次多項(xiàng)式、多因子及平方項(xiàng)、多因子及互作項(xiàng)逐步回歸分析，再對(duì)回歸方程進(jìn)行診斷和最優(yōu)化選擇。

1.2.1 COD回歸方程的建立

通過對(duì)COD的回歸模擬，得出其最優(yōu)化回歸方程為多因子及互作項(xiàng)形式，表達(dá)式如下：

Y——水體中的COD含量（mg/L）；X2——農(nóng)田面積（畝）；X3——施化肥量（Kg）；X4——人居收入（元）；X5——總產(chǎn)值（萬元）；X6——COD+，即畜禽糞便對(duì)COD的貢獻(xiàn)量（Kg）；常數(shù)——其他影響因子隨即系數(shù)。

從COD回歸方程中我們可以看出，人口X1未能進(jìn)入方程，可見其對(duì)COD的影響不顯著，COD影響最大的是因子是施化肥量X3和畜禽糞便對(duì)COD的貢獻(xiàn)量X6。分析原因是由于人口和其他因素之間存在一定的平衡關(guān)系，其對(duì)COD影響效果已被其他變量取代。

1.2.2 氨氮回歸方程的建立

通過對(duì)氨氮的回歸模擬，得出其最優(yōu)化回歸方程為多因子及互作項(xiàng)形式，表達(dá)式如下：

Y—水體中的氨氮含量（mg/L）；X2—農(nóng)田面積（畝）；X4—人居收入（元）；X5—總產(chǎn)值（萬元）；X6—氨氮+，即畜禽糞便對(duì)氨氮的貢獻(xiàn)量（Kg）；常數(shù)—其他影響因子隨機(jī)系數(shù)。

從氨氮回歸方程中我們可以看出，人口X1和施化肥量X3未能進(jìn)入方程，對(duì)水體中氨氮含量影響最大的是因子人居收入X4和總產(chǎn)值X5。分析原因是由于本次研究地區(qū)的雞的飼養(yǎng)量比較大，對(duì)水體中氨氮的含量貢獻(xiàn)比較大，致使人均收入和總產(chǎn)值成為對(duì)水中的氨氮影響最大的因素。

1.2.3 總氮回歸方程的建立

通過對(duì)總氮的回歸模擬，得出其最優(yōu)化回歸方程為多因子及平方項(xiàng)形式，表達(dá)式如下：

Y—水體中的總氮含量（mg/L）；X1—人口數(shù)（人）；X3—施化肥量（Kg）；X5—總產(chǎn)值（萬元）；X6—總氮+，即畜禽糞便對(duì)總氮的貢獻(xiàn)量（Kg）；常數(shù)——其他影響因子隨即系數(shù)。

從總氮的回歸方程中我們可以看出，農(nóng)田面積X2和人均收人X4未能進(jìn)入方程。對(duì)水體中總氮含量影響大的因子是施化肥量X3和畜禽糞便對(duì)總氮的貢獻(xiàn)量X6。分析原因是由于本次研究地區(qū)農(nóng)田中氮含量稍低，對(duì)氮有一定的收納能力。從農(nóng)田中直接流失到水體中的氮含量不多，故使得本次研究中農(nóng)田面積對(duì)水體中總氮含量影響不大。

1.2.4 總磷回歸方程的建立

通過對(duì)總磷的回歸模擬，得出其最優(yōu)化回歸方程為二次多項(xiàng)式形式，表達(dá)式如下：

Y—水體中的總磷含量（mg/L）；X1—人口數(shù)（人）；X3—施化肥量（Kg）；X4—人居收入（元）；X5—總產(chǎn)值（萬元）；X6—總磷+，即畜禽糞便對(duì)總磷的貢獻(xiàn)量（Kg）；常數(shù)—其他影響因子隨即系數(shù)。

從總磷回歸方程中我們可以看出，農(nóng)田面積X2未能進(jìn)入方程，對(duì)水體中總磷含量影響最大的因子是施化肥量X3和總產(chǎn)值X5。分析原因是由于本次研究地區(qū)農(nóng)田土地中磷含量稍豐，而所施化肥中鉀、磷、復(fù)合肥、氮，比例約為：1：1.3：2.8：5，磷肥稍過量，而且本地區(qū)雞的飼養(yǎng)量比較大，故施化肥量和總產(chǎn)值對(duì)本地區(qū)水體中總磷含量影響最大。

2.結(jié)論

2.1 通過相關(guān)性分析我們可以清楚的看出，水體中的COD、氨氮、總氮和總磷與各影響影響因子間存在相關(guān)性。其中COD與COD+、氨氮+、總氮+和總磷+（畜禽糞便對(duì)監(jiān)測(cè)物質(zhì)含量的貢獻(xiàn)值）都存在一定的相關(guān)性，氨氮與人均收入相關(guān)性極為顯著。

2.2 由于自然環(huán)境中各監(jiān)測(cè)物質(zhì)含量是由多個(gè)因子一系列的交互作用共同影響的，而這些因子的單獨(dú)影響作用并不是很明顯。

2.3 通過對(duì)COD、氨氮、總氮和總磷與各影響影響因子分別進(jìn)行回歸模擬，由所篩選的最優(yōu)化回歸方程式可知，本次研究地區(qū)的水體中，對(duì)COD影響最大的是因子是施化肥量和畜禽糞便排放量；對(duì)氨氮含量影響最大的因子是人均收入和總產(chǎn)值；對(duì)總氮含量影響最大的因子是施化肥量和畜禽糞便排放量；對(duì)總磷含量影響最大的因子是施化肥量和總產(chǎn)值。

2.4 化肥施加量和畜禽養(yǎng)殖業(yè)是本次研究地區(qū)水體中各監(jiān)測(cè)物質(zhì)含量的主要影響因素。

2.5 利用相關(guān)性分析和回歸模擬來研究地表水中COD等監(jiān)測(cè)物質(zhì)含量及其變化是可以實(shí)現(xiàn)的。