孟瑞芳,宋 樂,張翼龍,王貴玲,楊會峰,張發(fā)旺,4
(1.中國地質(zhì)大學(xué)(武漢),湖北武漢 430074;2.華北水利水電大學(xué),河南鄭州 450045;3.中國地質(zhì)科學(xué)院水文地質(zhì)環(huán)境地質(zhì)研究所,河北石家莊 050061;4.中國地質(zhì)科學(xué)院巖溶地質(zhì)研究所,廣西桂林 541004)
水文地質(zhì)參數(shù)的空間變異性是影響地下水水流及溶質(zhì)運移不確定性的主要因素[1~2]。自1962年 G.Matheron提出區(qū)域化變量[3]以后,為了解決水文地質(zhì)參數(shù)空間變異性問題,Dagan等提出了隨機理論研究方法,并迅速成為研究的熱點問題[1]。Smith J L、黃冠華等對水文地質(zhì)參數(shù)的空間變異做了大量研究[4~8],但對導(dǎo)水系數(shù)空間變異的研究相對較少。國外學(xué)者Robert J等人認(rèn)為含水層導(dǎo)水系數(shù)的概率分布近似服從正態(tài)分布或?qū)?shù)正態(tài)分布[6],陳萍研究了導(dǎo)水系數(shù)空間變異性對地下水非穩(wěn)定流計算的影響[7]。
導(dǎo)水系數(shù)空間變異研究對導(dǎo)水系數(shù)等值線繪制時插值方法選擇有實際意義。參數(shù)分區(qū)、建立地下水?dāng)?shù)值模型時,需將地下水流場與導(dǎo)水系數(shù)分區(qū)予以耦合[7]導(dǎo)水系數(shù)空間變異研究顯得尤為重要。
目前導(dǎo)水系數(shù)空間變異研究存在以下幾個問題:通常僅限于空間分布的定性化研究,采用地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)原理,并結(jié)合軟件模擬對空間結(jié)構(gòu)化的研究尚少[7];對導(dǎo)水系數(shù)研究尺度范圍較小,僅限于試驗場等。
本次以呼和浩特盆地晚更新統(tǒng)-全新統(tǒng)淺層含水層導(dǎo)水系數(shù)為研究對象,分別從區(qū)域、N-S向剖面和EW向剖面進行分析。首先剔除異常值,進而對導(dǎo)水系數(shù)值進行統(tǒng)計分析,分析其空間分布特征,最后利用地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)軟件GS+7.0對導(dǎo)水系數(shù)的空間變異結(jié)構(gòu)進行模擬,得出導(dǎo)水系數(shù)的變程。GS+軟件是一個全面的地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)軟件,提供所有地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)要素,主要工具包括空間異質(zhì)性,空間相關(guān)性,空間格局。與其它地質(zhì)統(tǒng)計軟件相比,GS+最大的優(yōu)點是能夠根據(jù)輸入數(shù)據(jù),自動擬合實驗變差函數(shù)。
研究區(qū)位于河套平原東北部,大青山和蠻漢山的山麓溝谷沖洪積扇,屬于內(nèi)陸半干旱區(qū),地處E111°27'~ 112°05',N40°36'~ 40°53',面積為 1051.85km2(圖1)。
研究區(qū)位于大青山與蠻漢山兩個隆褶帶上,形成三面環(huán)山一面開口的箕狀地形。研究區(qū)內(nèi)的大黑河是黃河的一級支流,大黑河自東向西貫穿整個研究區(qū)。以研究區(qū)含水層的沉積環(huán)境劃分,將其劃分為北部大青山?jīng)_洪積平原,中部大黑河沖湖積平原,南部和林格爾臺地三個含水層系統(tǒng)。研究區(qū)含水層厚度分布:大青山山前沖洪積平原由扇頂?shù)?m遞增至沖洪積扇前緣的20m;大黑河沖湖積平原由大黑河河道擺動帶的20~30m遞減至兩翼的10~20m;和林格爾臺地由山前的5m遞增至平原區(qū)的10~20m。研究區(qū)含水層滲透系數(shù)的分布:大青山山前沖洪積平原由扇頂?shù)?0~100 m/d遞減至扇前緣帶的20~50 m/d;大黑河沖湖積平原由上游的100~400 m/d,遞減至下游的40~100 m/d;和林格爾臺地為10~20m/d。
圖1 研究區(qū)概況圖Fig.1 Map of the study area
研究區(qū)131組導(dǎo)水系數(shù)值由抽水試驗數(shù)據(jù)計算得到。抽水試驗求取了晚更新統(tǒng)-全新統(tǒng)含水層組的導(dǎo)水系數(shù)值,含水層組分布于中更新統(tǒng)連續(xù)穩(wěn)定的淤泥質(zhì)粘土層之上。導(dǎo)水系數(shù)值區(qū)域分布密度為12組/km2,其中大青山前沖洪積平原與大黑河沖湖積平原密度較大,平均密度約15組/km2,和林格爾臺地密度較小,平均約6組/km2。
典型剖面的選取原則:為研究大黑河上下游變異程度,選取了E-W向剖面;為研究三個含水層系統(tǒng)之間的差異,選取了N-S向剖面,剖面位置如圖1所示。E-W向剖面12組原始數(shù)據(jù),N-S向剖面11組原始數(shù)據(jù),見表1。
表1 E-W向與N-S向剖面原始數(shù)據(jù)Table 1 Statistics of the original data of the EW and NS profiles (m2/d)
1254.97
含水層巖性在垂向上復(fù)雜多變,個別抽水試驗的抽水層位可能位于透鏡體或高滲透性夾層中,或部分抽水層位中賦存微承壓水,使得利用抽水試驗數(shù)據(jù)計算導(dǎo)水系數(shù)時會出現(xiàn)偏差,首先剔除這些異常值。本次試驗的原始導(dǎo)水系數(shù)值131組,剔除了7組異常值。實驗數(shù)據(jù)的均值、離散系數(shù)是描述隨機變量統(tǒng)計規(guī)律的主要參數(shù),呼和浩特市區(qū)域上導(dǎo)水系數(shù)值的均值與離散系數(shù)值見表2。
表2 區(qū)域上導(dǎo)水系數(shù)的均值與離散系數(shù)Table 2 Average and discrete transmissivity in the whole area
區(qū)域上的均值T是反映區(qū)域含水層平均導(dǎo)水能力的參數(shù)。由表2知,原始數(shù)據(jù)的均值為1375.16m2/d,剔除異常值后的均值為1277.54m2/d。
離散系數(shù)反映導(dǎo)水系數(shù)的變異程度。離散系數(shù)Cv<0.1時,屬于弱變異程度,0.1<Cv<1時,屬中等變異程度,Cv>1時,屬強變異程度[9]。剔除異常值后,區(qū)域離散系數(shù)Cv=1.20,即呼和浩特淺層含水層導(dǎo)水系數(shù)為強變異。
由于部分實驗數(shù)據(jù)之間可能存在相關(guān)性,在統(tǒng)計樣本均值與離散系數(shù)時,數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性會減弱其真實水平。為了消除實驗數(shù)據(jù)之間可能存在的相關(guān)性,對觀測數(shù)據(jù)進行篩選,使得觀測數(shù)據(jù)之間的相關(guān)性減弱,從而符合統(tǒng)計推斷的假設(shè)條件[1]。為了刻畫導(dǎo)水系數(shù)在方向上的差異,篩選時選擇E-W向剖面和N-S向剖面。兩條剖面樣本的均值與離散系數(shù)見表3。
表3 典型剖面導(dǎo)水系數(shù)的均值與離散系數(shù)Table 3 Average and discrete transmissivity typical profiles
由表3可知,E-W向剖面均值為2451.70m2/d,明顯大于N-S向剖面均值1160.73m2/d。分析表明,EW向剖面位于大黑河沖湖積平原河道擺動帶。雨季大黑河水量豐富,水動力條件較強,沉積物顆粒較粗、厚度較大,導(dǎo)水能力較強;N-S向剖面上沒有發(fā)育較大的河流,剖面位于匯水面積較小,水量較小的溝谷發(fā)育的沖積扇上,河水水動力條件較差,沉積物顆粒較細(xì)、厚度較小,導(dǎo)水能力弱于E-W向剖面。
E-W向剖面的離散系數(shù)為0.82,N-S向剖面的離散系數(shù)為1.25,即E-W向剖面屬于中等變異程度,N-S向剖面屬于強變異程度。N-S向剖面的變異程度高于E-W向剖面。這是由于E-W向剖面位于大黑河沖湖積平原含水層系統(tǒng),變異程度是含水層系統(tǒng)內(nèi)部,大黑河上下游的差異決定的;N-S向剖面變異程度體現(xiàn)了三個不同沉積環(huán)境含水層之間的差異,即含水層系統(tǒng)之間的變異程度大于含水層系統(tǒng)內(nèi)部的變異程度。
根據(jù)病人辨證分型再加以配穴,如肝陽上亢,加太沖、太溪;風(fēng)痰阻絡(luò),加豐隆、合谷;痰熱腑實,加豐隆、內(nèi)庭、曲池;陰虛風(fēng)動者,加風(fēng)池、太溪、太沖;氣虛血瘀者,加足三里、關(guān)元、氣海。每個穴位均用平補平瀉手法,得氣后留針20分鐘。
國外學(xué)者Robert J等認(rèn)為含水層導(dǎo)水系數(shù)的概率分布近似為正態(tài)分布或?qū)?shù)正態(tài)分布[6]。為了驗證Robert J的結(jié)論,利用呼和浩特市淺層含水層導(dǎo)水系數(shù)的空間分布數(shù)據(jù),結(jié)合概率統(tǒng)計方法分析導(dǎo)水系數(shù)的概率分布。一個變量x的隨機性特征是由其概率密度函數(shù)P(x)表示的,X為任一導(dǎo)水系數(shù)值。概率密度函數(shù):
在剔除異常值后,依據(jù)概率密度函數(shù)生成曲線xi-F曲線和lgxi-F曲線,若xi-F曲線為一條直線則導(dǎo)水系數(shù)服從正態(tài)分布;若lgxi-F曲線為一條直線,則導(dǎo)水系數(shù)服從對數(shù)正態(tài)分布。
由圖2可知,在剔除了異常值之后,呼和浩特市導(dǎo)水系數(shù)在區(qū)域上、N-S向剖面和E-W向剖面均近似服從對數(shù)正態(tài)分布,這一結(jié)論與Robert J關(guān)于導(dǎo)水系數(shù)空間分布理論一致。
圖2 lgX-F曲線Fig.2 lg X-F curve
目前國內(nèi)學(xué)者多采用半方差函數(shù)分析區(qū)域化變量的空間結(jié)構(gòu)[10~12]。半方差函數(shù)可以描述區(qū)域化變量的變異結(jié)構(gòu)特征。采用半方差函數(shù)進行分析時,必須滿足:(1)區(qū)域化變量 Z(x)的均值存在且穩(wěn)定;(2)Z(x)的二階中心距和二階混合中心距存在且平穩(wěn),即Z(x)的方差存在且平穩(wěn),Z(x)的協(xié)方差存在且平穩(wěn)。
半方差函數(shù)定義如下:
式中:γ(h)——半方差;
N(h)——相同距離h的數(shù)據(jù)點的對數(shù);
Z(x)——區(qū)域化變量。
利用半變差函數(shù)對導(dǎo)水系數(shù)變異結(jié)構(gòu)進行模擬,需將半方差函數(shù)擬合成理論方差函數(shù)模型,模型包括線性模型、球面模型、指數(shù)模型和高斯模型。本次對區(qū)域,E-W向和N-S向進行了模擬,GS+在21000m距離上隨機選取15個點,步長h=1500m,模擬結(jié)果顯示指數(shù)模型擬合效果最佳。指數(shù)模型如下:
C——基臺值;
h——步長;
a——a=A/3,A為指數(shù)模型中的相關(guān)距離。
塊金值、基臺值和變程是半方差函數(shù)的三個重要參數(shù)。C0表示h很小時變量變異特征,C0等于0表示步長很小時空間變量的隨機分布特征,C0大于0時表示步長很小時相鄰兩個數(shù)據(jù)間存在一定變異程度;C表示空間變量最大的變異程度;A表示變程,變程即導(dǎo)水系數(shù)相關(guān)性為0時的距離,此時導(dǎo)水系數(shù)值可看做是互不相關(guān)的獨立變量。
由圖3可以看出半方差函數(shù)存在塊金值,即導(dǎo)水系數(shù)的空間位置非常接近時,仍存在變異;C0+C為總基臺值,反應(yīng)變量在研究范圍內(nèi)的變異程度,當(dāng)總基臺值趨于穩(wěn)定時,可確定變程A。經(jīng)模擬區(qū)域上A0=2910m,即變程為 2910m,E-W 方向上的變程 A=3729.92m,N-S方向上的變程 A=2478.74m(圖3)。導(dǎo)水系數(shù)值在空間位置上距離越近,其相關(guān)性越強,從區(qū)域看,當(dāng)兩點距離超過2910m時,可將導(dǎo)水系數(shù)值看作兩個互不相關(guān)的獨立變量;對比兩個剖面發(fā)現(xiàn),EW向剖面變程值大于N-S向剖面變程值,即N-S方向上的變異程度要大于E-W向的變異程度,即含水層系統(tǒng)之間的變異程度大于含水層系統(tǒng)內(nèi)部的變異程度,與離散系數(shù)分析結(jié)果具有一致性。
圖3 變差函數(shù)模擬結(jié)果Fig.3 Simulation results of the variation function
(1)導(dǎo)水系數(shù)區(qū)域上屬于強變異程度,在N-S向剖面屬于強變異程度,在E-W向剖面屬于中等變異程度;N-S向剖面的變異程度高于E-W向剖面,即含水層系統(tǒng)之間的變異程度大于含水層系統(tǒng)內(nèi)部的變異程度。
(2)導(dǎo)水系數(shù)的空間分布在區(qū)域上、N-S向和E-W向均近似服從對數(shù)正態(tài)分布。
(3)經(jīng)GS+模擬導(dǎo)水系數(shù)空間變異結(jié)構(gòu),區(qū)域上變程為2910m,即從區(qū)域看,當(dāng)兩點距離超過2910m時,可將導(dǎo)水系數(shù)值看作兩個互不相關(guān)的獨立變量,EW向上的變程為 3729.92m,N-S向的變程為2478.74m;N-S向剖面的變異程度要大于E-W向剖面的變異程度,即含水層系統(tǒng)之間的變異程度大于含水層系統(tǒng)內(nèi)部的變異程度,與離散系數(shù)分析結(jié)果具有一致性。
[1] 施小清,吳吉春,袁永生.滲透系數(shù)空間變異性研究[J].水科學(xué)進展,2005,16(2):210-215.[SHI X Q,W J C,YUAN Y S.Study on the spatial variability of hydraulic conductivity[J].Advances in Water Science,2005,16(2):210-215.(in Chinese)]
[2] 施小清,吳吉春,袁永生.含水介質(zhì)各向異性對滲透系數(shù)空間變異性統(tǒng)計的影響[J].水科學(xué)進展,2005,16(5):679-684.[SHI X Q,W J C,YUAN Y S.Effects of anisotropy in porous media on the spatial variability of the hydraulic conductivity[J].Advances in Water Science,2005,16(5):679-684.(in Chinese)]
[3] 王全九,邵明安,鄭紀(jì)勇.土壤中水分運動及溶質(zhì)遷移[M].北京:中國水利水電出版社,2007:115.[WANG Q J,SHAO M A,ZHENG J Y.Water movement and solute transport in soil[M].Beijing:China Water Conservancy and Hydropower Press,2007:115.(in Chinese)]
[4] Smith J L.Spatial variability of flow parameters in stratified sand [J].Math Geol,1981,13(1):1-21.
[5] 黃冠華.土壤水力特性曲線空間變異的實驗研究進展[J].水科學(xué)進展,1999,10(4):450-457.[HUANG G H.Spatial variability of flow parameters in stratified sand [J].Advances in Water Science,1999,10(4):450-457.(in Chinese)]
[6] Robert J Hoeksema,Peter K Kitanidis.Analysis of the spatital structure of properties of selected aquifers[J].Water Resource Reseaech,1985,21(4):563-572.
[7] 陳萍,李修樹,胡鐵松.導(dǎo)水系數(shù)的空間變異性對地下水非恒定流計算的影響[J].水力發(fā)電,2011,37(8):15-17.[CHEN P,LI X S,HU T S.Research on the influence of hydro-geologic pararmenters’s spatial variability to the calculation of groundwater unsteady Flow[J].Hydroelectric Power,2011,37(8):15-17.(in Chinese)]
[8] 王赫生,孫亞軍,徐智敏,等.無觀測孔雙井干擾抽水求取承壓含水層導(dǎo)水系數(shù)方法探討[J].水文地質(zhì)工程地質(zhì),2011,38(1):1-5.[WANG H S,SUN Y J, XU Z M,et al.Methods of determining transmissivity ofaconfined aquiferforunsteady interferential well pumping tests without an observation well[J].Hydrogeology & Engineering Geology,2011,38(1):1-5.(in Chinese)]
[9] 雷志棟,楊詩秀,謝森傳.土壤水動力學(xué)[M].北京:清華大學(xué)出版社,1988:321-340.[LEI Z D,YANG S X,XIE C S.Soil water dynamics[M].Beijing:Tsinghua University Press,1988:321-340.(in Chinese)]
[10] 李金榮,韓新正,萬紅友,等.滲透系數(shù)的空間變異研究[J].中國農(nóng)村水利水電,2011(2):11-13.[LI J R,HAN X Z,WAN H Y,et al.Research on spatial variability of hydraulic conductivity[J].China Rural Water and Hydropower,2011(2):11-13.(in Chinese)]
[11] 宋亞新,張發(fā)旺,荊恩春,等.農(nóng)田大尺度土壤水空間變異實驗研究[J].水文地質(zhì)工程地質(zhì),2008,35(2):99-103.[SONG Y X,ZHANG F W,JING E C,et al.Experimental research on spatial variability of soil water at large-scale filed[J].Hydrogeology &Engineering geology,2008,35(2):99-103.(in Chinese)]
[12] 張征,鄒正盛,劉淑春.巖溶含水介質(zhì)滲透性空間變異規(guī)律的地質(zhì)統(tǒng)計分析[J].水文地質(zhì)工程地質(zhì),1995,22(2):4-7.[ZHANG Z,ZOU Z S,SONG S C.Geological statistics and analysis on permeability spatial variability of Karst aquifer medium [J].Hydrogeology& Engineering geology,1995,22(2):4-7.(in Chinese)]