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    太湖下游河網(wǎng)區(qū)水質(zhì)變化特征與引水調(diào)控效果

    2020-10-20 10:28:00張伊佳李慧敏李炳峰
    水資源保護 2020年5期
    關鍵詞:水質(zhì)污染質(zhì)量

    張伊佳,陳 星,許 欽,李慧敏,許 釗,李炳峰

    (1.河海大學水文水資源學院,江蘇 南京 210098; 2.南京水利科學研究院水文水資源研究所,江蘇 南京 210029;3.中國水權(quán)交易所股份有限公司,北京 100053)

    社會經(jīng)濟高速發(fā)展與人類活動的影響造成我國河湖水環(huán)境惡化,水系連通狀況也隨之改變,引水改善水環(huán)境已成為提升河湖水環(huán)境的重要途徑[1-2]。通過引水促進水系連通,一方面可加快河道水體流動,縮短水體換水周期;另一方面也可對河道內(nèi)污染物起到稀釋作用。研究表明,引水對河網(wǎng)區(qū)各主要河道水質(zhì)均有所改善,但改善的效果存在時空異質(zhì)性[3],水流不暢[4-5]、河道連通性[6]、點源面源污染等都是影響水質(zhì)改善效果的重要因素[7];王超等[8]發(fā)現(xiàn)“引江濟太”可改善太湖流域的水環(huán)境質(zhì)量,但平原河網(wǎng)區(qū)水流流向復雜,易出現(xiàn)回流、雍水現(xiàn)象,工程調(diào)度尤為重要;何文學等[9]發(fā)現(xiàn)河流的自凈能力與水力條件密切相關,所以要合理設置調(diào)水配水方案;陳昌軍等[10]以江南水鄉(xiāng)某平原河網(wǎng)地區(qū)為例,通過各引水方案效果的比選,得出了推薦引水規(guī)模。

    太湖流域下游地勢平坦、水系密集、河道比降小,城鎮(zhèn)化、工業(yè)化程度高,污染嚴重,河網(wǎng)水文水動力條件及污染來源復雜[11-12]。因此研究這一區(qū)域水質(zhì)時空變化特征,分析太浦閘引水與其下游平原河網(wǎng)區(qū)水質(zhì)時空變化規(guī)律的關系,對平原河網(wǎng)區(qū)引水調(diào)控實踐與水質(zhì)改善具有重要意義。

    圖1 研究區(qū)監(jiān)測斷面分布Fig.1 Monitoring sections of study area

    1 研究區(qū)概況

    以受太浦閘引水影響的太湖下游河網(wǎng)為研究對象,該區(qū)域處于上海、江蘇和浙江3個省市之間,包括太浦河、吳淞江、瀏河等多條河流。研究區(qū)位于太湖流域東側(cè),為亞熱帶季風氣候,四季分明、熱量充裕、雨水豐沛。多年平均氣溫為15~17 ℃,多年平均降水量1 177 mm,降水年際變化明顯,年內(nèi)雨量分配不均[13]。研究區(qū)地勢平坦、河網(wǎng)密布,河流流速緩慢,水體自凈能力弱。

    “引江濟太”工程自2006年起進入長效化調(diào)水階段,其主要工程太浦閘既能調(diào)蓄太湖水位,又能引水改善下游河網(wǎng)區(qū)水質(zhì)[14]。采用研究區(qū)2007—2018年NH3-N與CODMn逐月監(jiān)測數(shù)據(jù),選擇覆蓋研究區(qū)的29個重點斷面,具體為:滬蘇邊界的長村橋、南潯大橋、升羅橋、太師橋、烏橋、洛東大橋、思源大橋、圣塘橋、太平橋、北虹大橋、雙林橋、章灣圩公路橋、陶莊樞紐、金澤,浙滬邊界的金絲娘橋、東海橋、青陽匯、六里塘大橋、新風路橋、俞匯北大橋、清涼大橋、大舜樞紐、丁柵樞紐、楓南大橋,蘇浙邊界的周莊大橋、珠砂港大橋、千燈浦閘、石浦大橋、太和大橋(圖1)。

    2 研究方法

    2.1 水質(zhì)評價

    水質(zhì)評價方法采用單因子評價法[15]和綜合污染指數(shù)法[16],評價標準執(zhí)行GB 3838—2002《地表水環(huán)境質(zhì)量標準》的Ⅲ類標準。

    2.2 聚類分析

    考慮到水質(zhì)在時間、空間上的差異性及相似性,采取應用較為廣泛的層次聚類分析法[17]。首先對原始數(shù)據(jù)使用Z-score方法進行變換,以消除量綱影響;以Seuclidean距離度量樣本之間的距離,運用Ward算法生成具有層次結(jié)構(gòu)的聚類樹;按照監(jiān)測時間和監(jiān)測斷面的地理位置進行分類,進而分析研究區(qū)水質(zhì)的時空變化特征。

    2.3 相關性分析

    采用Pearson相關系數(shù)描述2個定距變量間聯(lián)系的緊密程度,用于度量兩個變量X和Y之間的相關性,樣本的相關系數(shù)用r表示。r>0表明兩個變量正相關,r<0表明兩個變量負相關,r值介于-1與1之間,絕對值越大表明相關性越強[18]。在實際分析中,r大都利用樣本數(shù)據(jù)計算,帶有一定的隨機性,因此需要對相關關系的顯著性進行檢驗。相關關系的顯著性采用t檢驗,計算t檢驗的統(tǒng)計量和對應的概率P值。當P<0.05時,拒絕零假設,說明兩變量之間存在著顯著的線性相關關系;當P≥0.05時,接受零假設,表明兩變量間不存在線性相關關系。

    2.4 單因素方差分析

    在引水改善水質(zhì)過程中,考慮到不同引水量對水質(zhì)改善程度的差異性及相似性,采用方差分析的方法對各評價指標在不同引水量區(qū)間上的顯著差異性檢驗,以判斷是否存在顯著差異[19]。本文的控制變量是引水量,屬于單因素方差分析,顯著性檢驗公式為

    (1)

    式中:n為樣本數(shù);B為組間離差平方和矩陣;W為組內(nèi)離差平方和矩陣;p為向量維數(shù);m為水平數(shù)。Λ統(tǒng)計量服從自由度為(p,n-m,m-1)的Λ分布,當λ2/n值大于顯著水平α時,則表明在該控制變量下不同水平各總體均值不存在顯著性差異,反之,則

    存在顯著性差異。

    事后多重比較采用LSD(least significant difference)法,用t檢驗完成各組均數(shù)間的比較,故比較適合于一對平均數(shù)間的比較,或多個平均數(shù)都與對照組平均數(shù)比較。

    3 結(jié)果與分析

    3.1 水質(zhì)指標時間變化特征

    3.1.1年際變化

    根據(jù)2007—2018年研究區(qū)29個斷面的NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度逐月監(jiān)測數(shù)據(jù),計算各年NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度的平均值、標準差、Ⅲ類超標倍數(shù)和超標率,結(jié)果見表1,各類標準所占比例見圖2。2007—2018年研究區(qū)水體NH3-N質(zhì)量濃度降低65%,CODMn質(zhì)量濃度降低32%,且標準差、Ⅲ類超標倍數(shù)均逐漸變小,水質(zhì)波動明顯減弱。2007年研究區(qū)NH3-N質(zhì)量濃度大部分為Ⅳ類、Ⅴ類甚至劣Ⅴ類,CODMn污染水平相對于NH3-N較輕,大部分為Ⅳ類;至2018年,NH3-N質(zhì)量濃度Ⅲ類達標率達78.7%,CODMn質(zhì)量濃度Ⅲ類達標率高達90.5%。

    表1 2007—2018年NH3-N和CODMn污染特征Table 1 Water quality characteristicsof NH3-N and CODMn from 2007 to 2018

    (a) NH3-N (b) CODMn圖2 2007—2018年NH3-N和CODMn水質(zhì)類別占比Fig.2 NH3-N and CODMn water quality category ratio from 2007 to 2018

    計算研究區(qū)2007—2018年各監(jiān)測斷面逐月綜合污染指數(shù),根據(jù)系統(tǒng)聚類計算結(jié)果提取各階段數(shù)據(jù)所屬年份占比,可知研究區(qū)水質(zhì)變化可以分為2個階段,第1階段88個數(shù)據(jù),第2階段40個數(shù)據(jù)。第1階段中2007—2014年的數(shù)據(jù)占90.9%,2015—2018年的數(shù)據(jù)占9.1%,研究區(qū)水體平均綜合污染指數(shù)達1.36,整體處于超標狀態(tài),其中NH3-N質(zhì)量濃度超標1.62倍,CODMn質(zhì)量濃度超標1.05倍;第2階段中2007—2014年的數(shù)據(jù)占30%,2015—2018年的數(shù)據(jù)占70%,研究區(qū)水體平均綜合污染指數(shù)為0.82,NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度均達到地表水Ⅲ類標準。2015—2018年的逐年綜合污染指數(shù)分別為0.97、0.82、0.77、0.72,流域水質(zhì)整體轉(zhuǎn)好。

    3.1.2年內(nèi)分布

    根據(jù)時間聚類分析結(jié)果,分別計算2007—2014年與2015—2018年各斷面NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度月均值,見圖3。可以看出,NH3-N質(zhì)量濃度在2007—2014年的汛期(5—9月)呈現(xiàn)明顯的下降趨勢,汛期結(jié)束后逐漸升高;2015—2018年NH3-N質(zhì)量濃度年內(nèi)變化趨于平緩。CODMn質(zhì)量濃度在2007—2014年的汛期有較弱的增加趨勢;2015—2018年CODMn質(zhì)量濃度年內(nèi)變化趨于平緩。

    (a) NH3-N

    (b) CODMn圖3 NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度月均值年內(nèi)分布Fig.3 Annual distribution of mean concentrationof NH3-N and CODMn

    3.2 水質(zhì)指標空間分布特征

    根據(jù)時間聚類分析結(jié)果,分別計算2007—2014年與2015—2018年各斷面NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度的平均值(表2)。NH3-N質(zhì)量濃度基本呈現(xiàn)從西至東逐漸升高的趨勢,CODMn質(zhì)量濃度在太湖出湖區(qū)較高,隨后呈現(xiàn)從西至東升高的趨勢。分析研究區(qū)各斷面綜合污染指數(shù)空間分布情況,根據(jù)空間聚類結(jié)果及空間位置將研究區(qū)監(jiān)測斷面分為6類,結(jié)果見圖4。由圖4可見,流域水質(zhì)情況具有明顯的空間分布特征,位于太浦河上受太浦閘引水直接影響的A類斷面是研究區(qū)最優(yōu)水質(zhì)區(qū)域,說明引水對水質(zhì)改善顯著;水質(zhì)較優(yōu)的A類、B類斷面受太湖優(yōu)質(zhì)來水影響,主要集中于研究區(qū)西側(cè);水質(zhì)較差的C類、D類、E類、F類斷面集中于研究區(qū)東側(cè),其中D類、E類位于嘉興市,該區(qū)域河道水面坡降小,部分河道還受潮沙頂托,排水不暢,污染物易累積,水體置換周期長[20];C類、F類斷面毗鄰昆山市、太倉市和上海市,該區(qū)域人口密度大,水資源開發(fā)強度大,受工業(yè)廢水和生活污水排放的雙重影響,水體污染較嚴重[21]。

    表2 各斷面NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度平均值Table 2 Average value of NH3-N and CODMnconcentration in each section (單位:mg/L)

    圖4 斷面分類Fig.4 Classification of Sections

    3.3 水質(zhì)指標對引水的響應規(guī)律

    3.3.1太浦閘引水量變化規(guī)律

    根據(jù)2007—2018年太浦閘引水量逐月監(jiān)測數(shù)據(jù),計算各年引水量月平均值及各年相同月份平均值,結(jié)果如圖5所示。由圖5可見,引水量受降水、水質(zhì)、工程調(diào)度等不同情況影響,年際變化較大,范圍在6.72億~36.60億m3間波動。2014年開始,“引江濟太”工程進入擴大調(diào)水階段,引水量逐年上升。引水量的年內(nèi)分布變化明顯,引水主要集中在降水量偏少的春季與水環(huán)境問題突出的夏季。

    (a) 年際分布

    (b) 年內(nèi)分布圖5 太浦閘引水量年際和年內(nèi)分布Fig.5 Annual and monthly distribution ofwater diversion in Taipu Gate

    3.3.2水質(zhì)指標與引水量的相關性

    針對3.2節(jié)劃分的6類斷面,將引水時段分為汛期(5—9月)與非汛期(10月至次年4月),對各類斷面NH3-N與CODMn平均質(zhì)量濃度與引水量進行Pearson相關性分析。結(jié)果表明,汛期引水量與研究區(qū)水質(zhì)變化雖然呈負相關趨勢(r<0),但無顯著負相關關系。非汛期引水量與水質(zhì)指標負相關關系明顯:對于NH3-N質(zhì)量濃度的變化,引水量與C類斷面在顯著性水平0.05級別相關性顯著,Pearson相關系數(shù)為-0.297,顯著性水平為0.013;對于CODMn質(zhì)量濃度變化,引水量與A、B類斷面在0.05級別相關性顯著,Pearson相關系數(shù)分別為-0.261、-0.306,顯著性水平分別為0.032、0.011,與E類斷面在顯著性水平0.01級別相關性顯著,Pearson相關系數(shù)為-0.383,顯著性水平為0.001。距離引水口較近的C類斷面NH3-N的質(zhì)量濃度對引水量變化有較強響應,隨著流程增加,NH3-N質(zhì)量濃度與引水量相關性減弱;說明隨著引水距離增加,加之沿程污染物匯入,引水對污染物的稀釋降解效果減弱。CODMn質(zhì)量濃度對引水的響應更為敏感,與引水量呈顯著負相關的斷面分布更廣;說明引水促進污染物稀釋,增加河道溶解氧含量,加快了CODMn的降解。距離引水口較遠的E類斷面在引水前CODMn質(zhì)量濃度較高,因此引水對其改善效果也較為顯著。2016年太湖流域降水量達 1 792.4 mm,較常年偏多46%,作為特殊年份分析。2016年汛期無引水,非汛期引水與各類斷面的水質(zhì)指標均無明顯相關性;說明降水量增大造成研究區(qū)水量增加,由此削弱了引水的水質(zhì)改善效果。

    3.3.3引水距離對水質(zhì)改善的影響

    計算各斷面引水距離,分析不同年份引水距離與綜合污染指數(shù)的關系,選取變化較明顯的2007、2014、2018年為示例,如圖6所示??梢钥闯鲆嚯x越長,綜合污染指數(shù)越大,表明引水距離對水質(zhì)的改善有較大影響。不同引水距離下綜合污染指數(shù)的變化趨勢逐年減緩,且不斷降低,說明隨著水質(zhì)的好轉(zhuǎn),引水距離的影響趨于弱化。隨著水量調(diào)度的不斷完善以及流域水環(huán)境治理工作的推進[22],引水可影響的范圍逐漸擴大,斷面達標率從2007年的45%增長到2018年的90%,達標斷面平均引水距離從43.07 km擴大至52.66 km,研究區(qū)水質(zhì)改善效果顯著。

    (a) 2007年 (b) 2014年 (c) 2018年圖6 部分年份引水距離與綜合污染指數(shù)關系Fig.6 Relationship between water diversion distance and comprehensive pollution index in some years

    3.3.4引水量對水質(zhì)改善的影響

    由3.3.2節(jié)可知,非汛期引水量與各類斷面水質(zhì)指標均有負相關關系,進一步對影響水質(zhì)改善的引水量范圍進行定量分析。根據(jù)引水量分布,將 0~0.5億m3記為1級、0.5億~1.0億m3記為2級、1.0億~1.5億m3記為3級、1.5億~2.0億m3記為4級、2.0億~2.5億m3記為5級、2.5億~3.5億m3記為6級、3.5億~7.0億m3記為7級。采用單因素方差分析法,對各類斷面的NH3-N、CODMn質(zhì)量濃度進行分析,研究其在不同引水量區(qū)間上的顯著差異性,并通過事后LSD多重比較得出水質(zhì)指標存在差異的引水量區(qū)間。

    對于NH3-N質(zhì)量濃度的方差齊次性檢驗可知各斷面方差均具有齊次性(P>0.05),可進行下一步分析。由方差分析可知,A、C、F類斷面分別在94.8%、93.1%、93.6%的概率下存在不同引水量區(qū)間下的顯著性差異,對這3類斷面的NH3-N質(zhì)量濃度進行LSD事后多重比較,結(jié)果見表3。A類斷面的2~6級引水量之間、C類斷面的3級與4級、7級引水量之間、F類斷面的2級、3級與5級引水量之間對應的NH3-N質(zhì)量濃度存在95%以上的顯著差異。圖7為A、C、F類斷面各級引水量下NH3-N質(zhì)量濃度平均值,可以看出,A、C類斷面4級引水量為最大效率點,F(xiàn)類斷面5級引水量為最大效率點、4級引水量為次最大效率點。

    表3 NH3-N質(zhì)量濃度LSD事后多重比較結(jié)果Table 3 LSD-t of NH3-N concentration

    對CODMn質(zhì)量濃度進行方差齊次性檢驗,可知各斷面方差均具有齊次性(P>0.05),可進行下一步分析。由方差分析得到E類斷面在99.4%的概率下存在不同引水量區(qū)間下的顯著性差異,對其CODMn質(zhì)量濃度進行LSD事后多重比較,結(jié)果見表4。E類斷面的2~7級引水量對應的CODMn質(zhì)量濃度均存在95%以上的顯著性差異。圖8為E類斷面各級引水量下CODMn質(zhì)量濃度平均值,可以看出,從2級引水量開始,水質(zhì)有很大提升;從5級引水量開始,CODMn達到地表水Ⅲ類標準值。

    圖7 A、C、E類斷面各級引水量下NH3-N質(zhì)量濃度平均值Fig.7 Mean value of NH3-N concentration of sectionA、C、E under the value of water diversion

    表4 CODMn質(zhì)量濃度LSD事后多重比較結(jié)果Table 4 LSD-t of CODMn concentration

    圖8 E類斷面各級引水量下CODMn質(zhì)量濃度平均值Fig.8 Mean value of CODMn concentration ofsection E under the value of water diversion

    改善NH3-N質(zhì)量濃度的最大效率引水量是4級,次大效率引水量為5級;CODMn質(zhì)量濃度在引水量達到5級以后達標并有明顯改善。綜合兩類水質(zhì)指標,引水量為5級(2.0億~2.5億m3)時,水質(zhì)改善效果相對最優(yōu)。

    4 結(jié) 論

    a. 研究區(qū)水質(zhì)變化有明顯的時空差異性,總體水質(zhì)改善明顯,波動顯著減弱。在時間上可分為2個階段,第1階段為2007—2014年,研究區(qū)水質(zhì)較差;第2階段為2015—2018年,研究區(qū)水質(zhì)整體逐年轉(zhuǎn)好,年內(nèi)不同水質(zhì)指標變化趨勢不同??臻g上整體呈現(xiàn)從西至東污染物濃度逐漸升高的趨勢,CODMn質(zhì)量濃度在太湖出湖區(qū)明顯偏高,位于太浦河上游太浦閘引水直接影響的A類斷面是研究區(qū)最優(yōu)水質(zhì)區(qū)域。

    b. 引水對不同水質(zhì)指標改善情況不同。NH3-N 質(zhì)量濃度與引水量相關性隨流程增加明顯減弱;CODMn質(zhì)量濃度對引水的響應更為敏感,引水對其的改善范圍更廣。引水距離對水質(zhì)改善情況有較大影響,引水距離越長,綜合污染指數(shù)越大,水質(zhì)改善效果越差。近年來隨著水量調(diào)度的不斷完善以及流域水環(huán)境治理工作的推進,引水可影響的范圍逐漸擴大。

    c. 根據(jù)單因素方差分析得出改善NH3-N質(zhì)量濃度的最大效率引水量是4級(1.5億~2.0億m3),CODMn質(zhì)量濃度在引水量達到5級以后達標并有明顯改善。綜合兩類水質(zhì)指標得出,引水量為5級(2.0億~2.5億m3)時,水質(zhì)改善效果最優(yōu)。

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