周亞明，黃涌增，黃金柏，周 欽，甄自強(qiáng)

(揚(yáng)州大學(xué)水利與能源動(dòng)力工程學(xué)院，江蘇 揚(yáng)州 225127)

0 前 言

城市河網(wǎng)由流經(jīng)城市和城市范圍內(nèi)的河道連接而成，是城市生態(tài)環(huán)境的重要組成部分[1]，為城市提供多種社會(huì)和生態(tài)服務(wù)：如生產(chǎn)、生活用水，防洪排澇，排污納污，景觀文化以及氣候調(diào)節(jié)等。但是隨著城市化的發(fā)展，河網(wǎng)水系結(jié)構(gòu)趨于單一化和主干化[2]，水循環(huán)過(guò)程受阻，自?xún)裟芰档停S多城市出現(xiàn)比較嚴(yán)重的水污染問(wèn)題。城市河流水環(huán)境惡化對(duì)城市發(fā)展、城市居民健康和生態(tài)環(huán)境構(gòu)成嚴(yán)重威脅[3]。許多學(xué)者針對(duì)城市河流的水質(zhì)問(wèn)題開(kāi)展研究，歐美國(guó)家在這方面的研究起步較早，實(shí)例較多。如Berkant等[4]利用河流的水文網(wǎng)絡(luò)資料，分析土耳其河流的水質(zhì)水量時(shí)空變化趨勢(shì)，對(duì)河流水質(zhì)水量的控制提供評(píng)估；Bahman等[5]對(duì)河流的pH、溶解氧、懸浮固體等參數(shù)進(jìn)行調(diào)查，并研究流域土地覆蓋的構(gòu)成與河流水質(zhì)屬性之間的關(guān)系；Ishaq等[6]對(duì)尼日利亞Benue河10個(gè)不同地點(diǎn)的水質(zhì)參數(shù)時(shí)空變化進(jìn)行調(diào)查，并利用判別函數(shù)對(duì)水質(zhì)參數(shù)進(jìn)行分析；Faridah等[7]利用水質(zhì)指數(shù)(WQI)評(píng)估馬來(lái)西亞巴生河流域的水質(zhì)狀況。近年，國(guó)內(nèi)城市河流水質(zhì)問(wèn)題越來(lái)越受到重視，有關(guān)研究發(fā)展很快，如崔雪梅等[8]利用4種河流水質(zhì)評(píng)價(jià)方法對(duì)槐蔭河的水質(zhì)進(jìn)行評(píng)價(jià)，并比較4種評(píng)價(jià)方法的優(yōu)缺點(diǎn)和實(shí)用性；程琳琳等[9]利用水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法分析河北省七大水系水質(zhì)的時(shí)空變化特征，探討了典型人類(lèi)活動(dòng)對(duì)水質(zhì)的影響；嵇曉燕等[10]基于國(guó)家地表水環(huán)境質(zhì)量監(jiān)測(cè)網(wǎng)2006-2015年的數(shù)據(jù)，對(duì)淮河流域的化學(xué)需氧量和氨氮濃度變化特性進(jìn)行了分析；王杰等[11]對(duì)昆明滇池的水質(zhì)時(shí)空變化特性進(jìn)行了分析。

古運(yùn)河在揚(yáng)州市的興起和發(fā)展過(guò)程中發(fā)揮著重要的作用[12]。古運(yùn)河連接揚(yáng)州城區(qū)多條河道，是揚(yáng)州城區(qū)河網(wǎng)排水的主要載體，也是重要的城市景觀和航運(yùn)通道，沿河分布著數(shù)十家工業(yè)企業(yè)單位，排污量較大，由于部分支流水質(zhì)較差且代謝緩慢，導(dǎo)致古運(yùn)河水質(zhì)污染嚴(yán)重。為揭示古運(yùn)河水質(zhì)的變化特性，本文選取揚(yáng)農(nóng)化工廠河段為研究對(duì)象，對(duì)該河段的水質(zhì)進(jìn)行觀測(cè)，對(duì)水質(zhì)參數(shù)的時(shí)間變化特性進(jìn)行分析，研究以期為古運(yùn)河的水質(zhì)與水生態(tài)研究提供基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，以及為河流水質(zhì)監(jiān)測(cè)和分析等研究提供方法上的借鑒。

1 材料和方法

1.1 研究區(qū)概況及水質(zhì)觀測(cè)

選取古運(yùn)河流經(jīng)揚(yáng)農(nóng)化工廠的河段為研究區(qū)。該化工廠存在時(shí)間較長(zhǎng)、排污量大，對(duì)古運(yùn)河局部河段的水質(zhì)有較大的影響。研究河段存在兩條支流，分別為安墩河和新城河。選取該河段上下游各一個(gè)斷面(上游觀測(cè)斷面p1：32°22′58.69″ N，119°25′32.3″ E，到排水口的距離約1 000 m；下游觀測(cè)斷面p2：32°22′20.37″ N，119°25′0.42″ E，在靠近排水口的下游)，以及兩條支流的入口斷面(安墩河觀測(cè)斷面p3：32°22′46.66″ N，119°25′21.3″ E；新城河觀測(cè)斷面p4：32°22′24.79″ N，119°24′59.35″ E)(圖1)開(kāi)展水質(zhì)觀測(cè)活動(dòng)。利用多參數(shù)水質(zhì)分析儀(型號(hào)：YeoKal 615型多參數(shù)水質(zhì)分析儀，產(chǎn)地：澳大利亞)對(duì)水溫WT、pH、溶解氧DO、電導(dǎo)率EC和溶解性總固體TDS進(jìn)行一周2次的觀測(cè)，觀測(cè)時(shí)段為2015年10月至2017年9月，為期2年。

圖1 古運(yùn)河流經(jīng)化工廠河段及水質(zhì)觀測(cè)斷面示意圖

1.2 研究方法

1.2.1 相關(guān)系數(shù)法

相關(guān)系數(shù)法是常用的統(tǒng)計(jì)方法之一，主要用于分析兩個(gè)具有物理成因聯(lián)系的變量之間的相關(guān)性，其計(jì)算公式為[13]：

(1)

1.2.2 變異系數(shù)法

變異系數(shù)是樣本的標(biāo)準(zhǔn)差與樣本均值的比值，是反映樣本分布離散程度的指標(biāo)，變異系數(shù)越大，則樣本分布離散程度越高。變異系數(shù)法基于指標(biāo)數(shù)據(jù)推求各參數(shù)的權(quán)重，能夠較為客觀地反映評(píng)價(jià)指標(biāo)的相對(duì)重要程度[14]。變異系數(shù)以及權(quán)重的計(jì)算公式為：

(2)

(3)

1.2.3 單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法

徐祖信(2005)提出了單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法[15]，該方法不僅可以根據(jù)各因子的水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)計(jì)算結(jié)果直觀判斷水質(zhì)的污染程度，并且可以對(duì)劣Ⅴ類(lèi)水進(jìn)行區(qū)分[16]，其計(jì)算公式為：

Pi=X1.X2X3

(4)

其中X1為第i項(xiàng)指標(biāo)的水質(zhì)類(lèi)別，將測(cè)得的水質(zhì)參數(shù)與《國(guó)家地面水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》(GB3838-2002)進(jìn)行比較，確定水質(zhì)類(lèi)別，水質(zhì)類(lèi)別為Ⅰ類(lèi)，則X1為1，以此類(lèi)推。

由于DO是重要的水質(zhì)因子，也是衡量水體自?xún)裟芰Φ闹饕笜?biāo)之一[17]，因此選取DO作為單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法的評(píng)價(jià)指標(biāo)。以DO為評(píng)價(jià)指標(biāo)時(shí)，X2計(jì)算公式為：

(5)

式子：ρDOk上為k類(lèi)水質(zhì)DO的上邊界值；ρDOk下為k類(lèi)水質(zhì)DO的下邊界值；ρDO為DO實(shí)測(cè)濃度。

當(dāng)水質(zhì)劣于Ⅴ類(lèi)水時(shí)，計(jì)算公式為：

(6)

式中：m為計(jì)算修正系數(shù)，一般取4。

X3為水質(zhì)類(lèi)別與功能區(qū)規(guī)劃設(shè)定類(lèi)別的比較結(jié)果，為一位或兩位有效數(shù)字。若水質(zhì)類(lèi)別好于或達(dá)到水環(huán)境功能區(qū)類(lèi)別，則X3取0；若水質(zhì)類(lèi)別比功能區(qū)類(lèi)別差且X2不為0，則：

X3=X1-fi

(7)

若水質(zhì)類(lèi)別比功能區(qū)類(lèi)別差且X2等于0，則：

X3=X1-fi-1

(8)

式中：fi為水環(huán)境功能區(qū)類(lèi)別。

1.2.4 多元線性回歸法

多元線性回歸法根據(jù)因變量和自變量的實(shí)測(cè)序列建立回歸方程，對(duì)方程中的未知參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，利用所得多元線性回歸模型預(yù)測(cè)因變量的變化趨勢(shì)[18]。本研究采用多元線性回歸法分析WT和pH對(duì)DO的影響，設(shè)DO實(shí)測(cè)值為y，回歸值為Y，WT為X1，pH為X2，假定多元線性回歸方程為Y=b0+b1X1+b2X2，其中b0，b1，b2為待定系數(shù)，將觀測(cè)數(shù)據(jù)代入方程(矩陣形式)Y=XB，其中：

計(jì)算中間變量：

(9)

(10)

(11)

(12)

(13)

建立矩陣方程：

(14)

解出b1，b2值，并根據(jù)公式 推求b0的值，得到多元線性回歸模型。

采用R檢驗(yàn)法檢驗(yàn)DO與WT、pH的線性關(guān)系，其公式為：

(15)

若R≥0.8，說(shuō)明DO與WT、pH之間相關(guān)性顯著，則該模型可以較好反映三者的線性關(guān)系。

2 結(jié)果與分析

2.1 觀測(cè)結(jié)果

圖2所示為觀測(cè)期間上下游斷面(p1，p2)的WT和DO的變化過(guò)程，由該圖可知，WT變化的周期性十分明顯，自1月中旬至7月末WT逐漸升高，最高約為33 ℃；自8月初至次年1月中旬WT逐漸降低，最低為3 ℃左右；當(dāng)WT增大時(shí)，DO呈下降趨勢(shì)，說(shuō)明溶解氧的濃度與水溫呈反比。觀測(cè)期間內(nèi)，p1斷面的DO多高于p2，說(shuō)明工廠排污對(duì)p2斷面DO有較大影響，DO偏低。

圖3為p1，p2的pH和DO變化過(guò)程，由該圖可知，在研究期間內(nèi)，除2016年10-12月和2017年7-9月pH呈上升趨勢(shì)，其余時(shí)段pH均呈下降趨勢(shì)。對(duì)各時(shí)段觀測(cè)結(jié)果的分析可知，一般情況下，DO隨pH升高而增大，隨pH下降而減小，DO與pH變化過(guò)程相似。

圖2 p1, p2斷面的WT與DO變化曲線

圖3 p1, p2斷面的pH與DO變化曲線

由圖4可知，同一斷面EC與TDS變化曲線的形狀幾乎一致，因?yàn)閮烧叨寂c水中溶解離子的總濃度有關(guān)，是反映水中溶解雜質(zhì)含量的參數(shù)，具有較強(qiáng)的物理成因聯(lián)系。EC和TDS除2016年4-10月有所降低，其余時(shí)段變化不大；大部分情況下同一時(shí)間p2斷面的EC和TDS均高于p1，說(shuō)明p2斷面受化工廠排污影響，水中雜質(zhì)和離子濃度均高于p1。

圖4 p1,p2斷面的EC與TDS變化曲線

圖5、6和7分別為安墩河與興城河流入古運(yùn)河斷面(p3，p4)WT和DO、pH和DO、EC和TDS的變化過(guò)程，由圖5-7可知，在對(duì)應(yīng)的時(shí)間點(diǎn)上，p3各水質(zhì)參數(shù)的觀測(cè)結(jié)果多高于p4，其中p3的EC和TDS在選取的4個(gè)觀測(cè)斷面中最高。根據(jù)調(diào)查，p3斷面有水閘控制，閘門(mén)平時(shí)關(guān)閉，在此期間，安敦河與古運(yùn)河研究河段水體無(wú)交換。研究期間水閘開(kāi)啟頻率約為一個(gè)月一次，且兩支流流量較小，對(duì)研究河段水質(zhì)觀測(cè)結(jié)果影響不大，因此本研究未對(duì)兩支流(安敦河與興城河)匯入古運(yùn)河斷面(p3、p4)的水質(zhì)進(jìn)行評(píng)價(jià)。

圖5 p3,p4斷面WT與DO變化曲線

圖6 p3,p4斷面pH與DO變化曲線

2.2 相關(guān)性分析

以季度為時(shí)段，對(duì)觀測(cè)周期進(jìn)行劃分，各季度p1，p2斷面同一水質(zhì)參數(shù)的相關(guān)系數(shù)計(jì)算結(jié)果如表1所示。

由表1可知，各季度WT的相關(guān)系數(shù)均大于0.9，總相關(guān)系數(shù)為0.994，接近完全相關(guān)；pH與DO相關(guān)系數(shù)呈現(xiàn)出相似的季節(jié)性變化趨勢(shì)，當(dāng)pH相關(guān)系數(shù)增大時(shí)，DO相關(guān)系數(shù)也增大，且兩者都于2017年1-3月降至最低；同一季度EC和TDS的相關(guān)系數(shù)近似相等，多個(gè)季度p1，p2的EC和TDS序列均呈顯著相關(guān)或高度相關(guān)。在觀測(cè)周期內(nèi)，p1，p2各水質(zhì)參數(shù)總相關(guān)系數(shù)均大于0.8，均呈高度正相關(guān)，但個(gè)別時(shí)段的pH、DO、EC以及TDS的相關(guān)系數(shù)不高，正相關(guān)性不顯著，如2017年1-3月，p1和p2的pH與DO的相關(guān)系數(shù)僅為0.301和0.194；2017年4-6月兩斷面EC和TDS的相關(guān)系數(shù)分別為0.491和0.495，為觀測(cè)期間較低水平。導(dǎo)致相關(guān)系數(shù)時(shí)段性降低的原因是p2斷面水質(zhì)受化工廠排污的直接影響，而p1斷面未受影響，造成兩斷面參數(shù)時(shí)段性變化的差異較大，因此相關(guān)系數(shù)偏低。

圖7 p3,p4斷面EC與TDS變化曲線

表1 p1,p2斷面各水質(zhì)參數(shù)不同季度的相關(guān)系數(shù)計(jì)算結(jié)果

2.3 變異性分析

p1，p2各水質(zhì)參數(shù)以季度為時(shí)段變異系數(shù)的計(jì)算結(jié)果如表2所示。

表2 p1,p2各水質(zhì)參數(shù)不同季度的變異系數(shù)計(jì)算結(jié)果

從表2可以看出，p1斷面WT的變異系數(shù)略大于p2，2016年一、四季度的變異系數(shù)明顯高于其他時(shí)段，說(shuō)明春冬兩季W(wǎng)T的波動(dòng)程度較高；各季度pH的變異系數(shù)均小于0.1，說(shuō)明pH變化緩慢，波動(dòng)較小，比較穩(wěn)定；DO變異系數(shù)的季節(jié)性變化較大，兩斷面DO變異系數(shù)變化范圍在0.05～0.60之間，整體上，氣溫較低時(shí)段的DO變異系數(shù)小于氣溫較高的季節(jié)，由此也證實(shí)了溶解氧的濃度與WT成反比。氣溫低有利于氧氣的溶解，而水中化學(xué)反應(yīng)和生物代謝較慢，消耗的氧氣減少，因此DO的波動(dòng)性降低；多數(shù)季度p2斷面EC和TDS的變異系數(shù)均大于p1，說(shuō)明化工廠排污使p2的EC和TDS波動(dòng)程度增大；權(quán)重計(jì)算結(jié)果表明，各水質(zhì)參數(shù)的權(quán)重從高到低依次為DO>WT>TDS>EC>pH(表2)。

2.4 單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法分析結(jié)果

利用單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法計(jì)算p1，p2斷面DO的單因子標(biāo)識(shí)指數(shù)，由于DO受WT和pH影響較大，分別作水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)與WT、pH的變化曲線，結(jié)果如圖8、9所示。

圖8 p1,p2斷面DO單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)與WT變化曲線

圖9 p1, p2斷面DO單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)與pH變化曲線

揚(yáng)州市古運(yùn)河水功能區(qū)水質(zhì)目標(biāo)為Ⅲ類(lèi)。由圖8、9可知，自2015年10月至2016年4月，p1，p2的水質(zhì)基本滿足揚(yáng)州市古運(yùn)河水功能區(qū)目標(biāo)(Ⅲ類(lèi))；2016年5月至11月，p1，p2斷面水質(zhì)多為Ⅳ、Ⅴ類(lèi)水，部分時(shí)段的DO水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)大于6，劣于Ⅴ類(lèi)水；2016年12月至2017年3月水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)降至4以下，滿足水功能區(qū)水質(zhì)目標(biāo)；之后水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)又升至4以上。在觀測(cè)時(shí)段的大部分時(shí)間，p1斷面水質(zhì)優(yōu)于p2。

從整體上看，DO水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)隨WT的升高而增大，隨pH升高而減小(圖8、9)。當(dāng)WT低于14 ℃且pH大于7.3，水質(zhì)類(lèi)別基本滿足Ⅲ類(lèi)水的要求；當(dāng)WT高于14 ℃且pH小于7.3，水質(zhì)類(lèi)別多為Ⅳ、Ⅴ類(lèi)水。該河段水質(zhì)達(dá)到水功能區(qū)水質(zhì)目標(biāo)的時(shí)段一般在春冬兩季，其原因是低溫有利于氧氣溶解，且低溫條件下水中生物、化學(xué)需氧量較低，因此氣溫低的季度水質(zhì)類(lèi)別明顯優(yōu)于其他季度。

2.5 多元線性回歸法分析結(jié)果

由觀測(cè)期間內(nèi)同一斷面任意兩個(gè)水質(zhì)參數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)計(jì)算結(jié)果(表3)可知，除EC與TDS外，對(duì)于DO、WT和pH 3個(gè)參數(shù)，每?jī)蓚€(gè)參數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值都較大(>0.57)，說(shuō)明其間存在較強(qiáng)的相關(guān)性；又由于DO是水質(zhì)重要的指標(biāo)之一，因此以DO為因變量，WT和pH為自變量，利用多元線性回歸法分析三者的線性關(guān)系。

表3 p1, p2同一斷面任意兩個(gè)水質(zhì)參數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)計(jì)算結(jié)果

根據(jù)DO、WT和pH的觀測(cè)序列，推求中間變量，將其代入標(biāo)準(zhǔn)方程式(式14)，解出待定系數(shù)，得到多元線性回歸模型如下：

p1：Y=-22.603-0.213X1+4.425X2

(16)

p2：Y=-14.667-0.121X1+2.977X2

(17)

式中：Y為DO，X1為WT，X2為pH。

利用R檢驗(yàn)公式(式15)計(jì)算兩斷面的R值，分別為Rp1=0.88，Rp2=0.80，可知p1，p2斷面的WT、pH和DO均呈高度相關(guān)，因此上述線性回歸模型可以較好反映三者之間的線性關(guān)系。其中DO與WT呈負(fù)相關(guān)，與pH呈正相關(guān)；X2系數(shù)的絕對(duì)值大于X1，說(shuō)明DO受pH變化的影響大于WT；p1斷面X1和X2系數(shù)的絕對(duì)值均大于p2，說(shuō)明p1斷面DO與WT、pH的相關(guān)性均高于p2。

3 結(jié) 論

本文基于2015年10月至2017年9月的古運(yùn)河揚(yáng)農(nóng)化工廠河段水質(zhì)參數(shù)的觀測(cè)結(jié)果，采用相關(guān)系數(shù)法、變異系數(shù)法、單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法和多元線性回歸法對(duì)觀測(cè)結(jié)果進(jìn)行分析，得出主要結(jié)論如下：

(1)河段WT的變化周期性明顯，pH在觀測(cè)周期內(nèi)的大部分時(shí)段呈下降趨勢(shì)，p2斷面DO低于p1，p2斷面EC和TDS高于p1。

(2)上、下游斷面同一水質(zhì)參數(shù)總體均呈高度相關(guān)，WT接近完全相關(guān)，pH與DO的相關(guān)系數(shù)季節(jié)性變化相似，EC和TDS的相關(guān)系數(shù)幾乎一致，但其季節(jié)性變化較大。

(3)同一時(shí)段的p1斷面WT變異系數(shù)略大于p2；pH各季度的變異系數(shù)均小于0.1；DO變異系數(shù)季節(jié)性變化較大；同一斷面EC和TDS各季度的變異系數(shù)非常接近，且大部分季度p2斷面的變異系數(shù)大于p1；各水質(zhì)參數(shù)的權(quán)重從高到低次序?yàn)镈O>WT>TDS>EC>pH。

(4)以DO為指標(biāo)的單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)結(jié)果表明，當(dāng)WT低于14 ℃且pH大于7.3時(shí)，水質(zhì)類(lèi)別基本滿足Ⅲ類(lèi)水的要求；WT高于14 ℃且pH小于7.3時(shí)，水質(zhì)多為Ⅳ、Ⅴ類(lèi)水；大部分時(shí)段的p1斷面水質(zhì)優(yōu)于p2。

(5)DO與WT呈負(fù)相關(guān)，與pH呈正相關(guān)；pH變化對(duì)DO的影響大于WT；p1斷面DO與WT、pH的相關(guān)性均高于p2斷面。