魏光輝， 汪昌樹， 楊鵬年

(1.新疆塔里木河流域管理局， 新疆 庫爾勒 841000； 2.新疆農(nóng)業(yè)大學 水利與土木工程學院， 烏魯木齊 830052)

1 研究背景

隨著經(jīng)濟社會的快速發(fā)展，人類逐漸忽視對環(huán)境的保護，各種環(huán)境污染問題日益凸顯，尤其是地下水環(huán)境問題[1-4]。伴隨著人口的增長，糧食需求量的增加，農(nóng)業(yè)集約化程度(如作物種植、灌溉排水、施肥噴藥等)不斷提高，區(qū)域地下水環(huán)境質(zhì)量問題愈演愈烈。近30年來，硝態(tài)氮為進入地下水系統(tǒng)最頻繁的污染物，也成為全球分布最廣的地下水污染物[5]。魏光輝等[6]根據(jù)新疆博斯騰湖1997-2010年主要水環(huán)境質(zhì)量指標數(shù)據(jù)，采用改進灰色關(guān)聯(lián)分析法與趨勢分析法分析了水質(zhì)與硝態(tài)氮變化情況，發(fā)現(xiàn)博斯騰湖水質(zhì)與硝態(tài)氮含量呈變好趨勢；牛世偉等[7]以遼河流域典型種植區(qū)為研究區(qū)域，對其地下水硝態(tài)氮含量進行分析，研究表明不同典型種植區(qū)地下水硝態(tài)氮含量差異明顯；王喜峰等[8]以海河流域平原區(qū)為例，以硝態(tài)氮為研究指標，分析區(qū)域地下水污染的時空情勢，研究表明研究區(qū)污染嚴重，重金屬及硝、氮為主要污染物；龐會從等[9]根據(jù)2009-2014年河北平原淺層地下水硝態(tài)氮監(jiān)測數(shù)據(jù)，分析河北平原淺層地下水污染狀況，并利用氮氧雙同位素的方法對地下水中硝態(tài)氮的來源進行了示蹤；劉白楊等[10]以湖南省長沙縣金井流域為例，于2013-2014年春夏秋冬四季隨機采集流域內(nèi)120口飲用水井水體樣品，研究了景觀格局對地下水硝態(tài)氮濃度的影響；王慶鎖等[11]采集了巢湖流域地下水樣品，分析其硝態(tài)氮含量，表明研究區(qū)地下水硝酸鹽污染比較嚴重，不同土地利用類型的地下水硝態(tài)氮含量以村莊、菜地及旱地居多。

截至目前，國內(nèi)外關(guān)于新疆焉耆盆地綠洲潛水硝態(tài)氮的研究鮮見報道[12]。鑒于此，本文以該研究區(qū)為例，基于地統(tǒng)計學原理，開展變化環(huán)境下的綠洲區(qū)承壓水硝態(tài)氮空間變化研究，以期為開展農(nóng)業(yè)面源污染治理和防治地下水硝態(tài)氮污染提供參考借鑒。

2 研究區(qū)概況

焉耆盆地位于新疆巴音郭楞蒙古自治州境內(nèi)，行政區(qū)劃包括和靜縣、焉耆縣、和碩縣、博湖4縣及新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團第二師8個農(nóng)牧團場。盆地內(nèi)部主要由2部分組成——綠洲區(qū)與湖泊濕地區(qū)(也稱為博斯騰湖大、小湖區(qū))，如圖1所示。焉耆盆地是巴音郭楞蒙古自治州的重要特色農(nóng)業(yè)種植基地。

圖1 研究區(qū)地理位置

3 研究方法

本研究的計算公式參照王政權(quán)[13]的研究，設(shè)Z(x)為區(qū)域化變量，x為空間位置向量，點x+h處的半變異函數(shù)記為γ(h)，則[14]：

(1)

即：

(2)

對任意的h有：

E[Z(x+h)]=E[Z(x)]

(3)

因此，公式(1)可改寫為：

(4)

當變異函數(shù)與位置x無關(guān)時，γ(x，h)可改寫為γ(h)，即：

(5)

實際工作中，變異函數(shù)中的球狀模型應(yīng)用較為廣泛，表達式如下[15]：

(6)

式中：塊金值C0、基臺值C0+C與變程a的具體含義詳見文獻[16]。

4 結(jié)果分析

分別對綠洲區(qū)97眼農(nóng)田灌溉井、39眼飲用水井進行硝態(tài)氮分布特征分析。

4.1 農(nóng)田灌溉水硝態(tài)氮空間分布特征

97眼農(nóng)田灌溉井硝態(tài)氮含量分布特征見表1。

表1 灌溉井硝態(tài)氮含量分布特征

注：符號*為對數(shù)轉(zhuǎn)換后的值。

由表1可知，經(jīng)轉(zhuǎn)換后的硝態(tài)氮數(shù)據(jù)偏度-0.77，峰度4.23，服從對數(shù)正態(tài)分布。

對數(shù)據(jù)進行趨勢分析(見圖2)，可知，東西向(X軸)擬合線為平穩(wěn)的一階趨勢，南北向(Y軸)正交平面最佳擬合線呈倒"U"型，存在明顯趨勢效應(yīng)，可選用二階曲線擬合。

采用球狀模型進行變異函數(shù)參數(shù)計算(結(jié)果見表2)。由表2可知，地下水硝態(tài)氮塊金值C0、基臺值C0+C及變程a分別為0.52、0.45、0.198，塊金效應(yīng)值C0/(C0+C)為1.16，各向異性比為21.07。

表2 半方差函數(shù)參數(shù)

圖3為灌溉水硝態(tài)氮空間分布。由圖3可知，其分布呈明顯的區(qū)域性，各縣均分布有大面積的Ⅱ類水質(zhì)。這主要是灌區(qū)內(nèi)氮肥的常年低效利用和不合理的地下水開發(fā)利用(將地下水用于高效節(jié)水農(nóng)業(yè))造成的。

圖2 灌溉井水硝態(tài)氮含量趨勢分析

圖3 綠洲區(qū)灌溉井水硝態(tài)氮空間分布

4.2 飲用水硝態(tài)氮空間分布特征

承壓水中的39眼飲用水井硝態(tài)氮含量分布特征見表3。

表3 飲用水硝態(tài)氮含量分布特征

注：符號*為對數(shù)轉(zhuǎn)換后的值。

由表3可知，經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)偏度為-0.74，峰度為3.16，服從對數(shù)正態(tài)分布。

對飲用水硝態(tài)氮數(shù)據(jù)進行趨勢分析(見圖4)，可知，采樣點在東西向(X軸)趨勢線呈“U”型，南北向(Y軸)存在一階趨勢，選用球狀模型得到半變異函數(shù)參數(shù)(見表4)。

采用球狀模型進行變異函數(shù)參數(shù)計算(結(jié)果見表4)?？芍?，地下水硝態(tài)氮塊金值C0、基臺值C0+C及變程a分別為0.26、0、1.58，各向異性比為1.00。

表4 球狀模型參數(shù)

圖5為飲用水硝態(tài)氮空間分布。由圖5可知，研究區(qū)水質(zhì)良好，受人為因素干擾較小。

圖4 綠洲區(qū)飲用水硝態(tài)氮量趨勢分析圖

圖5 綠洲區(qū)飲用水硝態(tài)氮空間分布

4.3 硝態(tài)氮量總體空間分布特征

對研究區(qū)136個承壓水硝態(tài)氮樣本進行統(tǒng)計分析(見表5)。經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)換，樣本偏度為-0.63，峰度為4.1，服從對數(shù)正態(tài)分布。

表5 硝態(tài)氮總體分布特征

注：符號*為對數(shù)轉(zhuǎn)換后的值。

對所有承壓水硝態(tài)氮含量數(shù)據(jù)進行趨勢分析(見圖6)。由圖6可以看出，趨勢分析旋轉(zhuǎn)一定角度后，采樣點在兩個方向趨勢線均近似于一階上升的趨勢，將數(shù)據(jù)對數(shù)轉(zhuǎn)換后進行插值，半方差函數(shù)球狀模型參數(shù)計算結(jié)果見表6。

圖6 綠洲區(qū)承壓水硝態(tài)氮量趨勢分析

表6 球狀模型參數(shù)

圖7為承壓水硝態(tài)氮插值分布。大部分地區(qū)分布著Ⅰ類水質(zhì)，部分區(qū)域分布有Ⅱ類水質(zhì)。總體而言，研究區(qū)承壓水水質(zhì)較好，適于灌溉與飲用。承壓水空間分布近似于灌溉水，在136個數(shù)據(jù)樣本中，灌溉水有97個，占71.3%，對空間插值的結(jié)果有明顯影響。

圖7 承壓水硝態(tài)氮插值分布

5 結(jié) 論

本文以新疆焉耆盆地綠洲區(qū)為例，利用地統(tǒng)計學原理，從農(nóng)田灌溉水、飲用水兩個方面對承壓水中硝態(tài)氮的空間分布情況進行了分析，得到如下結(jié)論：

(1)農(nóng)田灌溉水硝態(tài)氮服從對數(shù)正態(tài)分布，其塊金效應(yīng)值為1.16，空間相關(guān)性較弱，且結(jié)構(gòu)性較小，各向異性比為21.07，變程為0.198 km。

(2)飲用水硝態(tài)氮經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)換后，偏度為-0.74，峰度為3.16，服從對數(shù)正態(tài)分布；其各向異性比為1，塊金值為0.26，變程為1.58 km。

(3)研究區(qū)承壓水硝態(tài)氮經(jīng)對數(shù)轉(zhuǎn)換后，偏度為-0.63，峰度為4.1，服從對數(shù)正態(tài)分布；其塊金效應(yīng)值為0.53，具有中等空間相關(guān)性，各向異性比為1.62，變程為0.138 km。

(4)研究區(qū)大部分地區(qū)地下水為Ⅰ類水質(zhì)，部分區(qū)域為Ⅱ類水質(zhì)，總體而言，承壓水水質(zhì)較好，適于灌溉與飲用。