2009—2018年江蘇省太湖西岸主要入湖河道水質(zhì)變化趨勢

陸 雋， 孔繁璠， 張 鴿， 李 駿

(1.江蘇省水文水資源勘測局， 江蘇 南京 210029； 2.江蘇省水文水資源勘測局常州分局， 江蘇 常州 213022)

太湖流域地跨江、浙、滬、皖，擁有大小城市38座，太湖地處太湖流域中心，是流域水資源的調(diào)蓄水庫，不僅是無錫、蘇州和湖州等沿湖大中型城市主要飲用水水源地，而且也是上海、嘉興等下游城市的重要水源。20世紀(jì)80年代以來，隨著太湖流域人口的增加、經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，太湖水質(zhì)污染問題日益突出，太湖全湖平均水質(zhì)由原來的Ⅱ類為主下降至目前的Ⅳ～Ⅴ類。2011年，國務(wù)院頒布了《太湖流域管理條例》，對太湖流域的水環(huán)境保護(hù)和治理起到了重要作用。入太湖河流是影響太湖水環(huán)境的重要因素，其進(jìn)入太湖的水量大小、水質(zhì)好壞直接影響到太湖的水量、水質(zhì)變化，根治太湖污染，關(guān)鍵是控制污染源頭，江蘇省政府確定了“治湖先治水，治水先治河”的工作思路，近10年來，各級政府部門大力整治入湖河道，因此，分析研究主要入湖河道水質(zhì)變化趨勢對太湖整治成效評判和長效管理具有重要意義。

1 材料與方法

1.1 研究對象

由于太湖西部沿岸河流地勢較高，出入湖水量均以入湖為主，因此，西部沿岸河流的水質(zhì)直接影響太湖湖體水質(zhì)狀況，西部沿岸的河流中，武進(jìn)港、直湖港、雅浦港近年來均常年關(guān)閘，其余河道中，入湖水量較大的為陳東港、殷村港、太滆運河、大浦港，結(jié)合《太湖流域管理條例》中提出的主要入太湖控制河道，本文選取陳東港、殷村港、太滆運河、大浦港、漕橋河5條河道為研究對象。

1.2 水質(zhì)參數(shù)

近10年來陳東港、殷村港、太滆運河、大浦港、漕橋河水質(zhì)主要為Ⅳ～Ⅴ類，各河道的氨氮(NH3-N)、總磷(TP)超標(biāo)情況嚴(yán)重(以Ⅲ類為標(biāo)準(zhǔn))，高錳酸鹽指數(shù)(CODMn)也時有超標(biāo)現(xiàn)象。同時，目前太湖水質(zhì)以Ⅳ類為主，部分湖區(qū)為Ⅴ類，甚至劣Ⅴ類；太湖水體富營養(yǎng)化水平以中度富營養(yǎng)為主，TP、TN仍然是太湖湖體水質(zhì)改善的限制性因子。因此，選取2009—2018年上述5條入湖河道CODMn、NH3-N、TP及TN的水質(zhì)監(jiān)測成果進(jìn)行水質(zhì)變化趨勢分析。水質(zhì)指標(biāo)的評價依據(jù)《地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》(GB3838—2002)。

1.3 季節(jié)性檢驗法

入湖河道的水質(zhì)變化趨勢分析方法選用水利部《地表水資源評價技術(shù)規(guī)程》(SL395—2007)所規(guī)定的季節(jié)性Kendall檢驗方法中的濃度變化趨勢分析。

季節(jié)性Kendall檢驗的原理是將歷年相同月或季的水質(zhì)資料進(jìn)行比較，如果后面的值(在時間上)高于前面的值記為“+”號，否則記作“-”號。如正號的個數(shù)比負(fù)號的多，則可能為上升趨勢；反之，則可能為下降趨勢。如果水質(zhì)資料不存在上升或下降趨勢，則正、負(fù)號的個數(shù)分別為50%[5-7]。季節(jié)性Kendall檢驗將水質(zhì)資料在歷年相同月份間進(jìn)行比較，避免了季節(jié)性的影響。同時，數(shù)據(jù)比較只考慮相對排列而不考慮其大小，能避免水質(zhì)資料中常見的漏測值問題。

對于季節(jié)性Kendall檢驗來說，零假設(shè)H0為隨機(jī)變量與時間獨立，且全年12個月的水質(zhì)資料具有相同的概率分布。設(shè)有n年P(guān)月的水質(zhì)觀測資料序列X為：

(1)

式中：X11，…，XnP為水質(zhì)觀測濃度月平均值。對于P 月中第i (i< P) 月的情況，令第i月歷年水質(zhì)序列值相比較(后面的數(shù)與前面的數(shù)之差)的正負(fù)號之和Si為

(2)

由此，第i月內(nèi)可作比較的差值數(shù)據(jù)組個數(shù)mi為

(3)

式中：ni為第i月內(nèi)水質(zhì)序列中非漏測值個數(shù)。在零假設(shè)下，隨機(jī)序列Si(i = 1 ,2 , …,P) 近似地服從正態(tài)分布，則Si的均值和方差分別如下:

均值：E(Si)=0

(4)

(5)

當(dāng)ni個非漏測值中有t 個數(shù)相同，則方差σ2的計算式變?yōu)?/p>

(6)

對于P月的總體情況，

(7)

方差：

(8)

式中：Si和Sh(i ≠h) 都是獨立隨機(jī)變量的函數(shù)，即Si= f (Xi) ，Sh= f (Xh) ，其中Xi為i月歷年的水質(zhì)序列，Xh為h月歷年的水質(zhì)序列，并且Xi∩Xh= Φ；因為Xi和Xh為分別來自i月和h月的水質(zhì)資料，并且總體觀測資料序列X的所有元素是獨立的，故協(xié)方差Cov(Si,Sh) = 0。將其代入式(8)中，則：

(9)

當(dāng)n年水質(zhì)序列中有t個數(shù)相同時，同樣有：

(10)

Kendall發(fā)現(xiàn)，當(dāng)n>10時，S也服從正態(tài)分布，并且標(biāo)準(zhǔn)方差Z為

(11)

Kendall檢驗統(tǒng)計量τ定義為：τ=S/ m。由此，在雙尾趨勢檢驗中，對于給定的趨勢檢驗顯著性水平α，如果|Z| ≤Zα/2，則接受零假設(shè)。這里Φ(Zα/2)=α/2，Φ為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)。

通常取顯著性水平α為0.1和0.01，當(dāng)α≤0.01時，說明檢驗具有高度顯著性水平；當(dāng)0.01<α≤0.1時，說明檢驗是顯著的。在α計算結(jié)果滿足上述二條件情況下，如果τ為正，則表明水質(zhì)序列具有顯著或高度顯著上升趨勢；若τ為負(fù)時，說明水質(zhì)序列趨勢是下降的；當(dāng)τ為零時，表明無趨勢。

趨勢分析結(jié)果分為上升、下降和無趨勢3類及高度顯著上升、顯著上升、無趨勢、顯著下降和高度顯著下降5級。

根據(jù)顯著性水平α來確定水質(zhì)變化趨勢的顯著性：α≤0.01，水質(zhì)變化趨勢高度顯著；0.01<α≤0.1，水質(zhì)變化趨勢顯著；α>0.1，水質(zhì)變化無趨勢。

2 評價結(jié)果與分析

經(jīng)統(tǒng)計計算，陳東港、殷村港、太滆運河、大浦港、漕橋河5條入湖河道的CODMn、NH3-N、TP及TN的質(zhì)量濃度變化趨勢結(jié)果見表1。由于資料年限的系列長度完全符合季節(jié)性Kendall檢驗方法的要求，所選擇的檢驗參數(shù)反映了入湖河道水質(zhì)污染特點，并代表了入湖河道的主要污染物，因此認(rèn)為分析檢驗結(jié)果是可信的。

2.1 CODMn

2009—2018年湖西主要入湖河流CODMn質(zhì)量濃度年際變化表明，各河流之間CODMn質(zhì)量濃度差距較小，且均呈下降趨勢。2009—2011年間，陳東港、殷村港、太滆運河、大浦港、漕橋河的CODMn質(zhì)量濃度基本處于Ⅳ類，2012—2014年，各河道CODMn月均質(zhì)量濃度在Ⅲ類左右波動，2015—2018年，各河道CODMn質(zhì)量濃度持續(xù)下降，達(dá)到Ⅲ類以上，其中，大浦港、陳東港及殷村港個別月份可達(dá)到Ⅱ類標(biāo)準(zhǔn)(4mg/L)(圖1)。

圖1 CODMn質(zhì)量濃度變化趨勢

根據(jù)季節(jié)性Kendall檢驗結(jié)果，陳東港、殷村港、太滆運河、大浦港、漕橋河CODMn質(zhì)量濃度的變化趨勢均為負(fù)，顯著性水平α值均為0%，該指標(biāo)呈高度顯著下降趨勢。

2.2 NH3-N

2009—2018年湖西主要入湖河流NH3-N質(zhì)量濃度年際變化表明，漕橋河、太滆運河、殷村港的NH3-N質(zhì)量濃度較陳東港及大浦港偏高。各河流NH3-N質(zhì)量濃度變化呈下降趨勢，漕橋河、太滆運河、殷村港NH3-N質(zhì)量濃度年均值在2009年時處于劣Ⅴ類，至2018年下降至Ⅲ類標(biāo)準(zhǔn)以下；陳東港、大浦港NH3-N質(zhì)量濃度年均值2009年時處于Ⅴ類，至2018年下降至Ⅲ類標(biāo)準(zhǔn)以下，接近Ⅱ類標(biāo)準(zhǔn)(0.5mg/L)，夏、秋季月份質(zhì)量濃度可低于Ⅱ類標(biāo)準(zhǔn)(圖2)。

圖2 NH3-N質(zhì)量濃度變化趨勢

根據(jù)季節(jié)性Kendall檢驗結(jié)果，陳東港、殷村港、太滆運河、大浦港、漕橋河NH3-N質(zhì)量濃度的變化趨勢均為負(fù)，顯著性水平α值均為0%，該指標(biāo)呈高度顯著下降趨勢。

2.3 TP

2009—2018年湖西主要入湖河流TP質(zhì)量濃度年際變化表明，除2015年陳東港、大浦港TP年均質(zhì)量濃度低于Ⅲ類標(biāo)準(zhǔn)以外，其余河流各年份TP年均質(zhì)量濃度均未達(dá)到Ⅲ類標(biāo)準(zhǔn)。2009—2010年漕橋河、太滆運河TP年均質(zhì)量濃度為Ⅴ類，后逐步下降至Ⅳ類標(biāo)準(zhǔn)以下，雖在2013—2014年略有上升，但2016年之后持續(xù)下降。陳東港、大浦港及殷村港的TP年均質(zhì)量濃度在2011年達(dá)到峰值，后逐年下降，但從2015年開始略呈回升趨勢，2018年年均質(zhì)量濃度較2009年仍然偏高(圖3)。

表1 水質(zhì)濃度變化趨勢

圖3 TP質(zhì)量濃度變化趨勢

根據(jù)季節(jié)性Kendall檢驗結(jié)果，太滆運河、漕橋河、陳東港的TP質(zhì)量濃度變化趨勢為負(fù)，顯著性水平α值為0%，呈高度顯著下降趨勢，其中陳東港的變化趨勢絕對值相對較小，說明下降趨勢不及太滆運河及漕橋河；殷村港及大浦港的TP質(zhì)量濃度變化顯著性水平α值分別為21.4%、69.1%，無明顯升降趨勢。

2.4 TN

2009—2018年湖西主要入湖河流TN質(zhì)量濃度年際變化表明，各入湖河流的TN質(zhì)量濃度均遠(yuǎn)高于目前太湖平均水平(1.5mg/L)，其中漕橋河、太滆運河TN質(zhì)量濃度高于其余3條河流。陳東港、大浦港TN質(zhì)量濃度總體呈逐年下降趨勢，2018年年均質(zhì)量濃度較2009年分別下降了1.62mg/L、1.57mg/L；太滆運河、殷村港的TN質(zhì)量濃度呈波動下降趨勢，在2010—2011年及2014年分別出現(xiàn)2次小峰值，2014—2018年逐步下降，但下降趨勢趨緩；漕橋河的TN質(zhì)量濃度則一直在5.0～6.0mg/L間波動(圖4)。

圖4 TN質(zhì)量濃度變化趨勢

根據(jù)季節(jié)性Kendall檢驗結(jié)果，陳東港、殷村港、大浦港的TN質(zhì)量濃度變化趨勢為負(fù)，且顯著性水平α值為0%，呈高度顯著下降趨勢；太滆運河的TN質(zhì)量濃度變化趨勢為負(fù)，但顯著性水平α值為5.9%，呈下降趨勢；漕橋河TN質(zhì)量濃度無明顯升降趨勢。

3 結(jié) 語

近年來，無錫、常州市政府相繼編制了主要入湖河流水環(huán)境綜合整治實施方案，推進(jìn)生態(tài)濕地建設(shè)，并建立了目標(biāo)管理、責(zé)任落實、督查考核等一系列工作機(jī)制，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、淘汰落后產(chǎn)能，COD、NH3-N等主要污染物排放量大幅削減。通過2009—2018年5條太湖湖西主要入湖河流污染物濃度年際變化分析及季節(jié)性Kendall檢驗表明，該5條河流的水質(zhì)均大幅好轉(zhuǎn)，污染物濃度呈逐步降低趨勢，說明近年來各級政府部門水環(huán)境整治效果十分顯著。

但同時不能忽視的是殷村港、陳東港及大浦港近3年TP質(zhì)量濃度有回升跡象，各河流的TN質(zhì)量濃度仍然居高，且進(jìn)入下降瓶頸期，進(jìn)一步治理難度大，應(yīng)更深入研判污染物來源，查找癥結(jié)所在，制定更為精準(zhǔn)的綜合治理方案，保障太湖西岸入湖河道的水環(huán)境持續(xù)改善，逐步削減太湖氮、磷輸入，以減小對太湖富營養(yǎng)化的影響。