雷興碧，馮玉雪，趙紅雪，邱小琮，吳岳玲，郭 琦

(1. 寧夏大學(xué)土木與水利工程學(xué)院，銀川 750021；2.寧夏農(nóng)村能源工作站，銀川 750002；3.寧夏大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院，銀川 750021)

0 引 言

水質(zhì)評(píng)價(jià)是合理利用和保護(hù)水資源的一項(xiàng)基本工作，是水環(huán)境管理與決策的依據(jù)。水質(zhì)指數(shù)是綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)中應(yīng)用較為廣泛的工具，最早由horton提出并應(yīng)用于流域水環(huán)境管理中，其在擬定的評(píng)分尺度、水環(huán)境因子權(quán)重下，通過(guò)線性聚合函數(shù)完成了綜合水質(zhì)評(píng)估；Brown、Prati等相繼提出類似的水質(zhì)指數(shù)法[1]。國(guó)外常用的水質(zhì)指數(shù)有美國(guó)國(guó)家基金會(huì)水質(zhì)指數(shù)(NSFWQI)[2]、加拿大環(huán)境部長(zhǎng)理事會(huì)水質(zhì)指數(shù)(CCMEWQI)[3]、俄勒岡州水質(zhì)指數(shù)[4]、通用水質(zhì)指數(shù)(UWQI)[5]等。目前，我國(guó)水質(zhì)指數(shù)的理論及應(yīng)用研究中，潘犖等[6]利用常用水質(zhì)評(píng)價(jià)方法對(duì)沱江水系進(jìn)行評(píng)估，表明CCMEWQI能夠很好地平抑極端指標(biāo)的影響；張慧芳等[7]基于水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)評(píng)估拉薩河水環(huán)境狀態(tài)及其變化趨勢(shì)，結(jié)果顯示拉薩河水環(huán)境狀態(tài)總體良好并基本滿足其水功能區(qū)要求；趙爽等[8]利用水質(zhì)指數(shù)法研究鄱陽(yáng)湖水質(zhì)演變趨勢(shì)，結(jié)果顯示鄱陽(yáng)湖水質(zhì)總體接近中等閾值，水質(zhì)演變應(yīng)分階段討論；劉玲花等[9]對(duì)國(guó)外地表水水質(zhì)指數(shù)進(jìn)行了對(duì)比研究，認(rèn)為加拿大環(huán)境部長(zhǎng)理事會(huì)指數(shù)法值得作為我國(guó)水源地水質(zhì)指數(shù)評(píng)價(jià)方法的參考；程衛(wèi)國(guó)[10]進(jìn)行了不同賦權(quán)方法的綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)對(duì)比分析，認(rèn)為傳統(tǒng)的綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)缺乏對(duì)各指標(biāo)權(quán)重的考慮。水質(zhì)指數(shù)在綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)中應(yīng)用的模型可靠性已得到驗(yàn)證，但國(guó)內(nèi)外綜合水質(zhì)指數(shù)評(píng)價(jià)水質(zhì)的角度及結(jié)果的表達(dá)形式存在差異。

沙湖位于寧夏回族自治區(qū)石嘴山境內(nèi)，為銀川平原北部灌區(qū)水系組成部分，屬淺水型半咸水湖泊，湖泊面積45 km2，平均平水深1.7 m。湖體為沙湖自然保護(hù)區(qū)核心組成部分，其地表水補(bǔ)水水源主要由黃河、大氣降水及偶發(fā)性山洪水構(gòu)成，地下水主要補(bǔ)水水源為引黃渠系滲漏及灌溉入滲，水功能定位于地方級(jí)自然保護(hù)區(qū)、漁業(yè)用水區(qū)、景觀及娛樂(lè)用水區(qū)[11]。隨著沙湖旅游資源的不斷開發(fā)，沙湖生態(tài)系統(tǒng)破壞，水環(huán)境狀態(tài)嚴(yán)峻[12]。為探索不同類型的水質(zhì)綜合指數(shù)在沙湖水質(zhì)評(píng)價(jià)中的應(yīng)用及其相關(guān)關(guān)系，本文采用3種水質(zhì)指數(shù)對(duì)沙湖進(jìn)行綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)，以期為綜合水質(zhì)指數(shù)的應(yīng)用及沙湖水環(huán)境治理提供參考與依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 樣點(diǎn)布置與采樣時(shí)間

1.1.1 采樣點(diǎn)布置

沙湖形態(tài)在平面上呈不規(guī)則狀，污染源分布不均勻，同時(shí)其水深變化幅度較小。根據(jù)沙湖以上特性，同時(shí)綜合考慮其水力特征、機(jī)動(dòng)船只路線及利用現(xiàn)狀等，共設(shè)置3個(gè)采樣檢測(cè)點(diǎn)，分別位于S01，S02，S03，具體位置見圖1。

1.1.2 采樣時(shí)間

基于寧夏銀川平原不同時(shí)期區(qū)域溫度、區(qū)域降雨量等環(huán)境因素年度內(nèi)的變化規(guī)律[13]，結(jié)合周邊農(nóng)業(yè)及沙湖旅游活動(dòng)特征，分別于2010-2017年4、7、10月對(duì)沙湖進(jìn)行水樣采集。

1.2 水質(zhì)指標(biāo)選擇與測(cè)定

根據(jù)羅燕殊[14]的研究，沙湖水質(zhì)相對(duì)貢獻(xiàn)率最大的因子為高錳酸鹽指數(shù)(IMn)，其次為五日生化需氧量(BOD5)、總磷(TP)；結(jié)合當(dāng)前湖泊水質(zhì)評(píng)價(jià)中水質(zhì)指標(biāo)的選取情況[6-9]，選取高錳酸鹽指數(shù)、五日生化需氧量、氨氮(NH3-N)、總磷、總氮(TN)為沙湖代表性水質(zhì)指標(biāo)。水質(zhì)指標(biāo)的測(cè)定依據(jù)最新版國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)或環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行。

1.3 研究方法

由于水質(zhì)指標(biāo)的選取情況、水質(zhì)模型的選擇及區(qū)域水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)的差異皆會(huì)對(duì)綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)結(jié)果產(chǎn)生影響，因此，綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)具備區(qū)域性。鑒于我國(guó)現(xiàn)行湖泊水質(zhì)評(píng)價(jià)以地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)(GB3838-2002)為評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)，沙湖綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)指標(biāo)為BOD5、IMn、TN、TP及NH3-N，選用的水質(zhì)指數(shù)模型應(yīng)具備參評(píng)指標(biāo)類型、參評(píng)指標(biāo)數(shù)量、水質(zhì)評(píng)價(jià)基準(zhǔn)可根據(jù)區(qū)域差異進(jìn)行調(diào)整的特征。鑒于以上考慮，選用加拿大環(huán)境部長(zhǎng)理事會(huì)水質(zhì)指數(shù)、通用水質(zhì)指數(shù)為國(guó)外典型綜合水質(zhì)指數(shù)模型代表，以水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法為國(guó)內(nèi)典型水質(zhì)指數(shù)評(píng)價(jià)方法。

1.3.1 水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法

水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法是以單因子水質(zhì)指數(shù)為基礎(chǔ)，通過(guò)代數(shù)運(yùn)算進(jìn)行水質(zhì)連續(xù)性刻畫的評(píng)價(jià)方法，其基本公式[15]是：

(1)

式中：WQII為綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)得分；Xi,1,Xi,2為第i項(xiàng)水質(zhì)指標(biāo)的單因子水質(zhì)指數(shù)；ρi為第i項(xiàng)指標(biāo)實(shí)測(cè)濃度，mg/L；ρi,k+、ρi，k-分別為ρi所處水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)區(qū)間的上下限值，mg/L；k=1,2,…,5，對(duì)應(yīng)Ⅰ～Ⅴ類水質(zhì)； 為參與評(píng)價(jià)的污染物指標(biāo)的數(shù)目；水質(zhì)類別評(píng)價(jià)參考胡成[16]等研究成果確定，具體見表1。

表1 水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)評(píng)價(jià)級(jí)別標(biāo)準(zhǔn)Tab.1 Water Quality Identification Index categorisation scheme

1.3.2CCMEWQI法

CCMEWQI是基于水質(zhì)目標(biāo)控制的水質(zhì)評(píng)價(jià)方法，其綜合了水質(zhì)超標(biāo)指標(biāo)數(shù)量百分比、超標(biāo)監(jiān)測(cè)數(shù)量百分比和監(jiān)測(cè)值超標(biāo)幅度3方面信息，基本公式[17]是：

(2)

(3)

式中：CCMEWQI為加拿大環(huán)境部長(zhǎng)理事會(huì)水質(zhì)指數(shù)；F1超標(biāo)指標(biāo)百分比(代表范圍)；N達(dá)為達(dá)標(biāo)監(jiān)測(cè)指標(biāo)數(shù)量；N為總監(jiān)測(cè)指標(biāo)數(shù)量；F2達(dá)標(biāo)監(jiān)測(cè)數(shù)量百分比(代表頻率)，q達(dá)為超標(biāo)數(shù)據(jù)個(gè)數(shù)；Kn為第n個(gè)指標(biāo)的監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)總數(shù)；F3監(jiān)測(cè)值總體超標(biāo)幅度；enk為第n個(gè)水質(zhì)參數(shù)第k次監(jiān)測(cè)的超標(biāo)幅度；xnk表示第n個(gè)水質(zhì)參數(shù)第k次監(jiān)測(cè)值，mg/L；cn表示第n個(gè)水質(zhì)指標(biāo)的控制目標(biāo)濃度，mg/L；根據(jù)《水質(zhì)較好湖泊生態(tài)環(huán)境保護(hù)總體規(guī)劃(2013-2020年)》及沙湖水環(huán)境功能定位，確定沙湖水質(zhì)控制目標(biāo)為地表水Ⅲ類；綜合水質(zhì)類別評(píng)價(jià)閾值根據(jù)楊婷婷[18]研究確定，具體見表2。

表2 水質(zhì)狀況等級(jí)劃分Tab.2 WQI categorization scheme

1.3.3 通用綜合水質(zhì)指數(shù)法

通用綜合水質(zhì)指數(shù)是為簡(jiǎn)化水質(zhì)報(bào)告、減小水質(zhì)信息理解難度而建立的綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)工具，其基本公式[19]是：

(4)

式中：UWQI為水質(zhì)綜合指數(shù)；wi為第i個(gè)水質(zhì)指標(biāo)對(duì)應(yīng)的權(quán)重；qi為第i個(gè)水質(zhì)參數(shù)對(duì)應(yīng)的無(wú)量綱q值，通過(guò)以q=ax+b形式構(gòu)建水質(zhì)參數(shù)對(duì)應(yīng)的區(qū)域標(biāo)準(zhǔn)限值與UWQI閾值間的線性關(guān)系進(jìn)行實(shí)測(cè)值的無(wú)量綱轉(zhuǎn)換，當(dāng)GB 3838-2002中兩個(gè)等級(jí)的標(biāo)準(zhǔn)限值相同時(shí)，按高分區(qū)間進(jìn)行，x為實(shí)測(cè)值，mg/L，詳見表3；為適應(yīng)沙湖綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)，本文按營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)指標(biāo)及有機(jī)污染物指標(biāo)進(jìn)行分類，參考Tomas等[20]的研究確定權(quán)重，水質(zhì)參數(shù)權(quán)重賦值見表4；水環(huán)境因子狀態(tài)惡于Ⅴ類時(shí)，對(duì)應(yīng)無(wú)量綱q取值為0；UWQI水質(zhì)類別評(píng)價(jià)閾值根據(jù)Boyacioglu等[19]研究確定，具體見表2。

1.3.4 一元回歸分析

一元回歸分析是指研究一個(gè)自變量與一個(gè)隨機(jī)變量的相關(guān)關(guān)系時(shí)所建立的數(shù)學(xué)模型及所做的統(tǒng)計(jì)分析[21]；當(dāng)研究變量間存在顯著相關(guān)關(guān)系時(shí)，對(duì)變量間相關(guān)關(guān)系的具體形式進(jìn)行尋求才具備意義。相關(guān)分析及回歸分析以SPSS 25進(jìn)行，其中，相關(guān)性以斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析，回歸分析以曲線估算進(jìn)行，以水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)為自變量(x)，對(duì)應(yīng)的水質(zhì)指數(shù)(CCMEWQI、UWQI)為因變量(y)?；貧w方程顯著性以F值進(jìn)行檢驗(yàn)，方程的方差分析F值的顯著水平P≤0. 05時(shí)，回歸分析所建立的模型具統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，模型的擬合優(yōu)度評(píng)價(jià)以決定系數(shù)(R2)進(jìn)行。

表3 不同水質(zhì)狀態(tài)下UWQI模型水質(zhì)指標(biāo)的無(wú)量綱化Tab.3 Dimensionless water quality index of UWQI model under different water quality scheme

表4 水質(zhì)參數(shù)權(quán)重Tab.4 Relative weight for water quality parameters

2 結(jié)果與分析

2.1 綜合水質(zhì)狀態(tài)

2.1.1 水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)狀態(tài)

由沙湖水質(zhì)單因子標(biāo)識(shí)指數(shù)(圖2及圖3)可知：沙湖不同水質(zhì)指標(biāo)的單因子指數(shù)差異大；以水質(zhì)單因子波動(dòng)幅度分析，沙湖總氮、總磷波動(dòng)幅度逐漸擴(kuò)大；氨氮與高錳酸鹽指數(shù)較為穩(wěn)定，其中氨氮整體波動(dòng)區(qū)間為2.0～3.5，高錳酸鹽指數(shù)整體波動(dòng)區(qū)間為4.0～5.0；五日生化需氧量波動(dòng)幅度最大，波動(dòng)范圍為1.0～5.0?？偟獑我蜃又笖?shù)明顯呈增大趨勢(shì)，2015年后出現(xiàn)突破6.0，對(duì)應(yīng)水質(zhì)類別為劣Ⅴ類，不黑臭。營(yíng)養(yǎng)污染物單因子標(biāo)識(shí)狀態(tài)中，總磷與總氮整體差異不大，但對(duì)應(yīng)單因子水質(zhì)狀態(tài)明顯劣于氨氮；有機(jī)污染物單因子標(biāo)識(shí)狀態(tài)中，高錳酸鹽狀態(tài)明顯劣于五日生化需氧量。

由綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)狀態(tài)結(jié)果(表5)可看出，沙湖綜合水質(zhì)指數(shù)波動(dòng)區(qū)間為3.1～4.7；不同監(jiān)測(cè)月度綜合水質(zhì)類別差異逐漸明顯，2015年后7月及10月綜合水質(zhì)狀態(tài)為Ⅳ類，水質(zhì)狀態(tài)較4月差；不同年度間4月水質(zhì)綜合指數(shù)波動(dòng)范圍為3.1～4.1，7月年度間波動(dòng)范圍為3.5～4.7，10月波動(dòng)范圍為3.3～4.7，綜合水質(zhì)最好狀態(tài)出現(xiàn)在4月，水質(zhì)最差狀態(tài)出現(xiàn)在7月。

表5 沙湖綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)狀態(tài)Tab.5 Water Quality Identification Index statue of Shahu

2.1.2CCMEWQI狀態(tài)

由CCMEWQI水質(zhì)指數(shù)結(jié)果(表6)可得出：取樣監(jiān)測(cè)期間，沙湖CCMEWQI波動(dòng)區(qū)間為27.44～72.07，4月不同年度間波動(dòng)范圍為44.27～59.04，綜合水質(zhì)狀態(tài)等級(jí)為較差；7月年度間波動(dòng)范圍為27.44～57.62，水質(zhì)等級(jí)處于很差及較差狀態(tài)；10月不同年度間波動(dòng)范圍為28.63～72.07，對(duì)應(yīng)水質(zhì)狀態(tài)等級(jí)范圍大，包括很差到中等3個(gè)等級(jí)。

表6 沙湖CCMEWQI水質(zhì)指數(shù)狀態(tài)Tab.6 Evaluation results of CCME model in Shahu lake

2.1.3 通用水質(zhì)指數(shù)狀態(tài)

由表7得出：沙湖通用綜合水質(zhì)指數(shù)波動(dòng)區(qū)間為31.53～59.74，4月年度間波動(dòng)范圍為46.95～59.74，7月年度間波動(dòng)范圍為31.53～54.85，10月年度間波動(dòng)范圍為33.83～57.53；綜合水質(zhì)最差狀態(tài)出現(xiàn)在7月，對(duì)應(yīng)綜合水質(zhì)狀態(tài)等級(jí)為很差，綜合水質(zhì)最好狀態(tài)出現(xiàn)在4月，對(duì)應(yīng)綜合水質(zhì)狀況等級(jí)為中等。

表7 UWQI水質(zhì)指數(shù)狀態(tài)Tab.7 Result of UWQI model

2.1.4 不同綜合水質(zhì)指數(shù)狀態(tài)

由圖4及圖5可看出：沙湖綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)整體呈增大趨勢(shì)，CCMEWQI與UWQI呈減小趨勢(shì)，不同水質(zhì)指數(shù)對(duì)應(yīng)綜合水質(zhì)狀態(tài)皆呈惡化趨勢(shì)，但不同水質(zhì)指數(shù)評(píng)價(jià)結(jié)果及變化幅度存在差異，水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)評(píng)價(jià)結(jié)果數(shù)值較小，對(duì)應(yīng)水質(zhì)狀態(tài)為Ⅲ類及劣于Ⅲ類，CCMEWQI與UWQI評(píng)價(jià)結(jié)果數(shù)值較大，對(duì)應(yīng)水質(zhì)狀態(tài)長(zhǎng)期處于中等及更差水質(zhì)，CCMEWQI與UWQI間相對(duì)大小關(guān)系隨時(shí)間發(fā)生變化。

2.2 水質(zhì)指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)監(jiān)測(cè)期間沙湖水質(zhì)數(shù)據(jù)，對(duì)監(jiān)測(cè)指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，統(tǒng)計(jì)指標(biāo)包括測(cè)量次數(shù)、平均值、中位數(shù)、最小值、最大值、標(biāo)準(zhǔn)差及變異系數(shù)(表8)，根據(jù)結(jié)果可得到：不同水質(zhì)指標(biāo)平均值大小排序依次為高錳酸鹽指數(shù)、五日生化需氧量、總氮、氨氮及總磷，以地表水環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行評(píng)價(jià)，不同水質(zhì)指標(biāo)平均數(shù)對(duì)應(yīng)水質(zhì)級(jí)別分別為IMn處于Ⅳ類狀態(tài)、BOD5處于Ⅲ類狀態(tài)、TN為Ⅳ類、NH3-N為Ⅱ類及TP為Ⅳ類。以變異系數(shù)為不同水質(zhì)指標(biāo)總體波動(dòng)幅度的評(píng)價(jià)值，監(jiān)測(cè)水質(zhì)指標(biāo)波動(dòng)幅度大小排序?yàn)榭偭住⑽迦丈柩趿?、氨氮、總氮、高錳酸鹽指數(shù)。

表8 沙湖水質(zhì)參數(shù)描述統(tǒng)計(jì)Tab.8 Description statistics of water quality parameters of Shahu

2.3 水質(zhì)指標(biāo)及WQI間的相關(guān)性分析

不同水環(huán)境因子及水質(zhì)綜合指數(shù)間的相關(guān)系數(shù)結(jié)果(表9)顯示：沙湖綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)與五日生化需氧量、總磷、總氮呈顯著正相關(guān)，對(duì)應(yīng)相關(guān)系數(shù)分別為0.822、0.607及0.618。UWQI與五日生化需氧量、總磷、總氮呈顯著負(fù)相關(guān)，對(duì)應(yīng)相關(guān)系數(shù)分別為-0.820、-0.619及-0.409；CCMEWQI與總磷呈顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.565。綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)與CCMEWQI、UWQI皆呈顯著負(fù)相關(guān)，但相關(guān)性強(qiáng)弱存在差別，與UWQI相關(guān)關(guān)系更強(qiáng)。

表9 斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)矩陣Tab.9 Spearman correlation coefficient matrix

2.4 回歸分析

不同水質(zhì)指數(shù)與水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)間數(shù)學(xué)模型的擬合優(yōu)度以決定系數(shù)大小進(jìn)行分析，由水質(zhì)指數(shù)間的回歸分析結(jié)果(表10及表11)可得到：沙湖CCMEWQI與水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)間模型擬合優(yōu)度排序?yàn)樵鲩L(zhǎng)、冪函數(shù)、S型、二次、對(duì)數(shù)型、逆型；其中冪函數(shù)及增長(zhǎng)型模型達(dá)到最優(yōu)，R2為0.614，逆型模型擬合效果最差，R2為0.556。UWQI與水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)擬合優(yōu)度排序?yàn)槎?、線性、對(duì)數(shù)型、復(fù)合、逆型、冪函數(shù)、S型，其中復(fù)合模型擬合效果最優(yōu)，R2為0.970，S型模型擬合效果最差，R2為0.860。

表10 CCMEWQI與水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)間數(shù)學(xué)模型及統(tǒng)計(jì)指標(biāo)Tab.10 Mathematical models between CCMEWQI and WQII and statistical index

表11 UWQI 與水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)間數(shù)學(xué)模型及統(tǒng)計(jì)指標(biāo)Tab.11 Mathematical models between UWQI and WQII and statistical index

3 討 論

3.1 沙湖綜合水質(zhì)狀態(tài)

不同來(lái)水期由于補(bǔ)水量、溫度都存在明顯差異，會(huì)使水環(huán)境因子差異大[22]；水溫的變化影響著水體物理化學(xué)和生物的活動(dòng)，從而影響水體上下水層的交換、營(yíng)養(yǎng)物的生化循環(huán)和分布[23]，同時(shí)也強(qiáng)烈地影響湖泊沉積物─水交換界面水環(huán)境因子的釋放量[24]；補(bǔ)水對(duì)于水環(huán)境因子的影響與補(bǔ)水水質(zhì)狀態(tài)及補(bǔ)水水量相關(guān)。沙湖7月、10月水溫高，補(bǔ)水量較4月多，營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)及有機(jī)質(zhì)輸入總量大，物質(zhì)循環(huán)快，出現(xiàn)7月及10月綜合水質(zhì)狀態(tài)較4月差狀況；沙湖不同時(shí)期綜合水質(zhì)狀態(tài)有較大差異，綜合水質(zhì)最差狀態(tài)集中在10月及7月，與補(bǔ)水及水溫變化趨勢(shì)一致。

不同水質(zhì)指數(shù)對(duì)于綜合水質(zhì)的評(píng)價(jià)角度及包含的水質(zhì)信息存在差異，水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)是依據(jù)水環(huán)境因子對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)等級(jí)及區(qū)間范圍，將水環(huán)境因子狀態(tài)以其所處的水質(zhì)等級(jí)及對(duì)應(yīng)水質(zhì)等級(jí)中的位置進(jìn)行水質(zhì)狀態(tài)信息的表達(dá)。CCMEWQI著重水環(huán)境因子超標(biāo)信息的表達(dá)[9]，對(duì)于水體綜合水質(zhì)狀態(tài)信息的表達(dá)止步于水質(zhì)控制目標(biāo)所對(duì)應(yīng)的水質(zhì)狀態(tài)，即該方法不能表達(dá)水質(zhì)狀態(tài)達(dá)標(biāo)后的水體水質(zhì)變化趨勢(shì)及狀態(tài)。UWQI將水環(huán)境因子的重要性納入綜合水質(zhì)指數(shù)中，使不同水環(huán)境因子對(duì)于綜合水質(zhì)狀態(tài)的影響產(chǎn)生差異。以上原因造成了沙湖以不同方法的綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)結(jié)果存在差異。

沙湖綜合水質(zhì)長(zhǎng)期處于較差狀態(tài)，水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)長(zhǎng)期大于3，對(duì)應(yīng)綜合水質(zhì)長(zhǎng)期處于Ⅲ類及以下。結(jié)合單因子水質(zhì)標(biāo)識(shí)結(jié)果來(lái)看，沙湖綜合水質(zhì)長(zhǎng)期較差的原因?yàn)樯澈偟⒖偭诐舛乳L(zhǎng)期處于Ⅳ類、Ⅴ類及劣Ⅴ狀態(tài)，低于沙湖水功能定位對(duì)應(yīng)水質(zhì)要求，使得沙湖綜合水質(zhì)狀態(tài)長(zhǎng)期較差。造成該現(xiàn)象的原因可能為沙湖系銀川平原北部灌區(qū)水系，大量富含營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的灌溉渠系滲漏及灌溉入滲補(bǔ)給入湖內(nèi)，同時(shí)內(nèi)源氮磷含量長(zhǎng)期較高，可能會(huì)使湖泊生態(tài)遭受一定破壞，進(jìn)一步導(dǎo)致沙湖綜合水質(zhì)狀態(tài)較差。

3.2 相關(guān)性及回歸分析

水環(huán)境因子間通常存在某種關(guān)系[25]，基于綜合水質(zhì)指數(shù)與環(huán)境因子的回歸分析，單一水環(huán)境因子與綜合水質(zhì)狀態(tài)間可建立可靠的數(shù)學(xué)模型[26]，綜合水質(zhì)指數(shù)中水環(huán)境因子的替代研究也表明可從評(píng)價(jià)指標(biāo)等角度降低水質(zhì)評(píng)價(jià)的難度[27]。研究沙湖不同水質(zhì)指數(shù)間的相關(guān)關(guān)系及轉(zhuǎn)換模型，可降低其綜合水質(zhì)評(píng)價(jià)的難度與成本。

沙湖氮、磷及有機(jī)污染物指標(biāo)間相關(guān)關(guān)系弱，水環(huán)境因子間不存在明顯相關(guān)關(guān)系，可能原因是沙湖不同時(shí)期補(bǔ)水及污染源存在差異，4月補(bǔ)水水量少，地下水作為補(bǔ)水水源之一，影響增大，內(nèi)源污染占比會(huì)相應(yīng)提高；7月由于水溫高，補(bǔ)水量大，可能會(huì)導(dǎo)致湖中污染物不斷濃縮，同時(shí)由于季節(jié)等原因，7月旅游人數(shù)會(huì)增加，進(jìn)而導(dǎo)致生活污染增加。

水質(zhì)信息的表達(dá)不僅需要考慮水環(huán)境管理的參與者，同時(shí)需要考慮普通公眾[28]；我國(guó)水質(zhì)評(píng)價(jià)多以Ⅰ類到劣Ⅴ類的等級(jí)制進(jìn)行，百分制水質(zhì)評(píng)價(jià)可降低水質(zhì)信息傳遞的成本；探索不同綜合指數(shù)間的轉(zhuǎn)換模型，可使綜合水質(zhì)信息以不同形式進(jìn)行表達(dá)。沙湖水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)與UWQI相關(guān)性高，可通過(guò)二次模型進(jìn)行轉(zhuǎn)換，與CCME相關(guān)性較弱，構(gòu)建直接轉(zhuǎn)換模型效果欠佳，產(chǎn)生該現(xiàn)象的原因是CCMEWQI拋棄水質(zhì)達(dá)到控制標(biāo)準(zhǔn)后的水質(zhì)信息，直接以極好(100分)進(jìn)行信息表達(dá)，使得水質(zhì)刻畫連續(xù)性弱，水質(zhì)控制目標(biāo)越低，水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法與CCMEWQI對(duì)于水質(zhì)達(dá)標(biāo)后的水質(zhì)信息刻畫差異越大。

4 結(jié) 論

本文以寧夏沙湖為例，基于水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)法、加拿大環(huán)境部長(zhǎng)理事會(huì)水質(zhì)指數(shù)法、通用水質(zhì)指數(shù)法分析了沙湖2010- 2017年4月、7月、10月綜合水質(zhì)狀態(tài)，并對(duì)不同綜合水質(zhì)指數(shù)結(jié)果進(jìn)行相關(guān)分析及回歸分析，得到如下結(jié)論。

(1)沙湖綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)區(qū)間為3.1～4.7，CCMEWQI區(qū)間為27.44～72.07，通用水質(zhì)指數(shù)區(qū)間為31.53～51.74，水質(zhì)狀態(tài)整體處于較差等級(jí)，且綜合水質(zhì)呈惡化趨勢(shì)；內(nèi)源氮磷含量長(zhǎng)期較高，可給沙湖生態(tài)帶來(lái)進(jìn)一步威脅，水環(huán)境治理刻不容緩。

(2)年內(nèi)沙湖綜合水環(huán)境狀態(tài)變化明顯，整體上7及10月綜合水質(zhì)較差，4月較好，與周邊農(nóng)業(yè)活動(dòng)、補(bǔ)水水量變化、氣溫以及旅游人數(shù)的年內(nèi)變化趨勢(shì)都關(guān)聯(lián)，表明沙湖水環(huán)境治理需要從多方面采相應(yīng)措施：控制補(bǔ)水水質(zhì)，減少農(nóng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生的營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)進(jìn)入湖體，同時(shí)應(yīng)控制沙湖旅游活動(dòng)所帶來(lái)的相應(yīng)污染。

(3)沙湖CCMEWQI及UWQI評(píng)價(jià)結(jié)果皆與綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)顯著相關(guān)；CCMEWQI與綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)在復(fù)合及增長(zhǎng)模型下擬合優(yōu)度達(dá)到最優(yōu)(R2=0.614)，UWQI與綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)在二次模型下擬合優(yōu)度達(dá)到最優(yōu)(R2=0.970)，通過(guò)數(shù)學(xué)模型對(duì)不同形式水質(zhì)指數(shù)進(jìn)行轉(zhuǎn)換時(shí)需考慮水質(zhì)指數(shù)模型特征及研究對(duì)象的水環(huán)境特性，沙湖綜合水質(zhì)狀態(tài)評(píng)估中UWQI與綜合水質(zhì)標(biāo)識(shí)指數(shù)以二次模型(y=-5.988x2+29.955x+23.925)擬合效果較好。

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