武 力，劉慧瑩，向 超，陳 喆，王敦球

（1.桂林理工大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，廣西環(huán)境污染控制理論與技術(shù)重點實驗室，廣西 桂林 541004；2.湖南省永州水文水資源勘測局，湖南 永州 425000；3.永州經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)環(huán)境保護(hù)局，湖南 永州 425000）

2018 年《中國環(huán)境質(zhì)量公報》[1]顯示：中國七大流域（長江、黃河、珠江、淮河、海河、遼河和松花江）的監(jiān)測斷面水質(zhì)處于IV 類及以下的仍有25.8%，其中長江流域Ⅳ類及以下水質(zhì)斷面占總數(shù)量的12.6%，總體情況依然不容樂觀。

湘江是長江流域洞庭湖水系中水資源總量與開發(fā)利用率最大的流域，近年來，因水污染負(fù)荷加大，湘江干、支流總體水環(huán)境質(zhì)量下行壓力增加，2016 年湘江流域42 個干、支流監(jiān)測斷面中月均有2.6 個斷面達(dá)到IV 類或劣V 類標(biāo)準(zhǔn)[2]。湘江水環(huán)境保護(hù)成為學(xué)者們研究的熱點，尤其是對湘江中、下游如株洲、湘潭等地水質(zhì)的研究報道較為頻繁[3]，而對湘江上游（永州段）水質(zhì)的研究報道較少。

水質(zhì)評價可以準(zhǔn)確反映水環(huán)境質(zhì)量狀況，不同時間段的水質(zhì)變化以及不同區(qū)域的水質(zhì)變化可以反映流域水環(huán)境的發(fā)展變化，并為預(yù)測流域水質(zhì)未來發(fā)展趨勢提供依據(jù)。目前，用于水環(huán)境質(zhì)量評價的方法主要有單因子評價法、綜合污染指數(shù)法、人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)法、灰色聚類法、模糊綜合評價法等。例如：許玻琿[4]運用BP 神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)開展了眉湖水質(zhì)評價；安宇翔[5]論述了灰色聚類法在水質(zhì)評價中的應(yīng)用；周林虎[6]利用灰色聚類法評價了太子河的水環(huán)境質(zhì)量；潘俊等[7]利用模糊評價法評價了溪泉湖3 條河流的水質(zhì)；付敏明[8]利用模糊評價法分析了淮北市3 條主要河流的水質(zhì)情況。

目前，用于水質(zhì)變化趨勢的研究方法主要有季節(jié)性肯達(dá)爾檢驗法、spearma 秩相關(guān)分析法、時間序列分析法、滑動T 檢驗法等，這些方法側(cè)重各不相同。spearman 秩相關(guān)分析法適于監(jiān)測數(shù)據(jù)較少、影響因素單一的相關(guān)檢驗。劉秀花等[9]利用spearman 秩相關(guān)分析法，研究了漢江丹江口水庫水質(zhì)變化趨勢；楊盼等[10]采用spearman 秩相關(guān)系數(shù)法探究了長江干流氮、磷濃度的年際變化趨勢和年內(nèi)變化規(guī)律。季節(jié)性肯達(dá)爾檢驗法主要適用于監(jiān)測數(shù)據(jù)呈非正態(tài)分布特征的趨勢分析。房鑫[11]基于季節(jié)性肯達(dá)爾檢驗原理，利用PWQTrend 水質(zhì)分析軟件，對渾河干流撫順段3 個主要監(jiān)測斷面的主要污染因子進(jìn)行了水質(zhì)變化趨勢研究；彭珂等[12]以湘江長沙段三汊磯斷面2001—2011年水質(zhì)監(jiān)測結(jié)果為樣本，運用季節(jié)性肯達(dá)爾檢驗分析湘江長沙段水質(zhì)變化趨勢及影響因素；祝賓紅[13]采用肯達(dá)爾檢驗法對雅魯藏布江干流主要污染因子的演變趨勢進(jìn)行了分析研究。姜巖等[14]利用時間序列分析法研究了洞庭湖水質(zhì)變化趨勢；王臻[15]通過時間序列分析法研究了三沙灣水質(zhì)的變化趨勢?；瑒覶 檢驗法是通過考察2 組樣本均值的差異是否顯著來檢驗突變，可以發(fā)現(xiàn)趨勢改變的突變點，常常被應(yīng)用于長時間序列的水文序列突變研究[16]。

筆者利用spearman 秩相關(guān)分析法研究了湘江上游永州段水質(zhì)的變化趨勢，再通過滑動T 檢驗法進(jìn)行突變分析，識別了區(qū)域的污染因子、污染源、突變時間及前后變化量，以期全面掌握湘江永州流域的水資源保護(hù)狀況及發(fā)展趨勢，為推動湘江保護(hù)與治理提供基礎(chǔ)資料。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

湘江發(fā)源于湖南省藍(lán)山縣紫良瑤族鄉(xiāng)，向北流經(jīng)江華、道縣、雙牌等地，至永州市萍島納湘江西源（原來的湘江干流），至常寧市茭河口納舂陵水，至衡陽市納蒸水和耒水，至衡山縣納洣水，至株洲縣淥口鎮(zhèn)納淥水，至湘潭納漣水，至長沙市區(qū)納瀏陽河、撈刀河、溈水，至湘陰縣城西鎮(zhèn)浩河口村分東、西兩支匯入洞庭湖，流域面積94 816 km2（其中湖南省內(nèi)面積85 383 km2、湖南省外面積9 433 km2），全長948 km，平均坡降0.189‰，是洞庭湖水系中流域面積最大的河流。流域內(nèi)降水量豐沛，但時空分布不均，主要集中在春夏2 季，湘江年最高水位大多出現(xiàn)于4 至7 月，年最低水位一般出現(xiàn)在12 月至次年1 月。

1.2 數(shù)據(jù)來源與處理

選取由湖南省河湖水質(zhì)監(jiān)測中心永州分中心提供的湘江永州流域較有代表性的道縣、祁陽、冷水灘、老埠頭、淥埠頭、南津渡和雙牌7 個斷面（圖1）2007—2019 年逐月的高錳酸鹽指數(shù)（CODMn）、氨氮（NH3-N）和總磷（TP）3 項水質(zhì)參數(shù)濃度監(jiān)測數(shù)據(jù)作為研究對象，以“GB 3838—2002，地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)”作為評價標(biāo)準(zhǔn)。

圖1 湘江永州段水質(zhì)斷面示意圖

1.3 研究方法

利用spearman 秩相關(guān)分析法研究水環(huán)境質(zhì)量現(xiàn)狀以及水質(zhì)變化趨勢，再通過滑動T 檢驗法進(jìn)行突變分析，得到了水質(zhì)突變時間和跳躍量。

1.3.1 spearman 秩相關(guān)分析法 秩相關(guān)分析法又稱等級相關(guān)系數(shù)法，是衡量時間序列變化趨勢在統(tǒng)計上有無顯著性的常用方法，在污染物濃度變化趨勢研究中得到大量應(yīng)用[17-20]。用于檢驗水質(zhì)指標(biāo)數(shù)據(jù)序列與其響應(yīng)時間序列間的相關(guān)性，從而判斷水質(zhì)序列在時間序列上是否存在趨勢變化，計算公式見公式（1）、（2）。將秩相關(guān)系數(shù)rs的絕對值同spearman 秩相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計表中的臨界值Wp進(jìn)行比較，如果|rs|＞|Wp|，則表明變化趨勢有顯著意義。

式中，di為變量Xi與Yi的差值；Xi為周期i到周期N按濃度值從小到大排列的序號；Yi為按時間排列的序號；N為年份。

1.3.2 滑動T 檢驗法 滑動T 檢驗法通過考察2 組樣本均值的差異是否顯著來檢驗突變?；舅枷胧前岩贿B續(xù)的時間序列分成2 個子序列，將2 個子序列均值有無顯著差異看作來自2 個總體的均值有無顯著差異的問題來檢驗，若2 個子序列的均值差異超過一定的顯著水平，則認(rèn)為均值發(fā)生了顯著變化，有突變發(fā)生。

對于樣本量為n的時間序列x，人為設(shè)置某一時刻為基準(zhǔn)點，將連續(xù)的隨機(jī)變量分為2 個子序列x1和x2，其樣本量分別為n1和n2（實際操作中，一般取n1=n2），均 值 分 別 為和，方 差 分 別為s和s22。如公式（3）構(gòu)造統(tǒng)計量C。公式（3）遵從自由度為n1+n2-2 的 t 分布?；瑒拥倪B續(xù)計算可得到統(tǒng)計序列ti，i= 1，2，…，n-（n1+n2）+1。給定顯著水平α（一般取 0.05 或 0.01），查t分布表得到其臨界值tα，若|ti|＜tα，則認(rèn)為2 子序列的均值無顯著差異；反之，認(rèn)為該時間序列在基準(zhǔn)點時刻出現(xiàn)突變。

2 結(jié)果與分析

2.1 湘江流域永州段CODMn、NH3-N 和TP濃度變化趨勢及水質(zhì)評價

2.1.1 CODMn濃度變化趨勢及水質(zhì)評價 由圖2 可知，道縣站、南津渡站、老埠頭站、冷水灘站、淥埠頭站的CODMn濃度介于0.4～3.7 mg/L 之間，穩(wěn)定達(dá)到“GB 3838—2002，地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)”（國標(biāo)）中的II 類標(biāo)準(zhǔn)限值（4 mg/L），雙牌、祁陽站CODMn濃度介于0.5～4.3 mg/L，穩(wěn)定達(dá)到國標(biāo)中的III 類標(biāo)準(zhǔn)限值（6 mg/L），CODMn濃度的最高峰一般出現(xiàn)在9—11 月，最高值達(dá)到4.3 mg/L，9—11 月CODMn濃度偏高的主要原因是枯水期水量驟減導(dǎo)致CODMn濃度升高，道縣站、雙牌站、南津渡站、老埠頭站、冷水灘站、淥埠頭站的CODMn平均濃度介于1.3～1.4 mg/L 之間，祁陽站的CODMn平均濃度為1.7 mg/L，上游站點的CODMn平均濃度小于下游站點，表明上游水質(zhì)較好。

圖2 湘江流域永州段各斷面CODMn 濃度變化趨勢

2.1.2 NH3-N 濃度變化趨勢及水質(zhì)評價 由圖3 可知，7 個站點的NH3-N 濃度介于0.025～0.799 mg/L 之間，穩(wěn)定達(dá)到國標(biāo)中的III 類標(biāo)準(zhǔn)限值（1.0 mg/L）；NH3-N濃度的最高峰一般出現(xiàn)在2—4 月和12 月，最高值達(dá)到0.799 mg/L，2—4 月NH3-N 濃度偏高的主要原因是2—4 月是該地水稻種植的播種期，大量氮元素因淋洗而流進(jìn)河道。12 月主要是枯水期水量驟減導(dǎo)致NH3-N濃度升高。道縣站、雙牌站、南津渡站的NH3-N 平均濃度介于0.151～0.160 mg/L，老埠頭站、冷水灘站、淥埠頭站的NH3-N 平均濃度介于0.184～0.190 mg/L，祁陽站的的NH3-N 平均濃度0.237 mg/L，上游站點的NH3-N 平均濃度低于下游站點，即上游水質(zhì)較好。

圖3 湘江流域永州段各斷面NH3-N 濃度變化趨勢

2.1.3 TP 濃度變化趨勢及水質(zhì)評價 由圖4 可知，南津渡站、冷水灘站、雙牌站、淥埠頭站的TP 濃度介于0.005～0.280 mg/L，穩(wěn)定達(dá)到國標(biāo)中的IV 類標(biāo)準(zhǔn)限值（0.3 mg/L），道縣站、老埠頭、祁陽站TP 濃度介于0.005～0.160 mg/L，穩(wěn)定達(dá)到國標(biāo)中的III 類標(biāo)準(zhǔn)限值（0.2 mg/L）；TP 濃度最高峰一般出現(xiàn)在7—8 月和11 月，最高值達(dá)到0.280 mg/L，7—8 月TP 濃度偏高的主要原因是汛期降雨量大，將大量污染物帶入河道導(dǎo)致污染物濃度升高，11 月主要是枯水期水量驟減導(dǎo)致污染物濃度升高；南津渡站、道縣站、雙牌站、老埠頭站、淥埠頭站的TP 平均濃度分別為0.03 mg/L，冷水灘站、祁陽站的TP 平均濃度分別為0.04 mg/L；上游的站點TP 平均濃度低于下游站點，主要原因是冷水灘區(qū)和祁陽縣是永州市經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展相對較快的區(qū)域，自然環(huán)境受到人為干擾顯著。

圖4 湘江流域永州段各斷面TP 濃度變化趨勢

2.2 湘江流域永州段高錳酸鹽指數(shù)、氨氮、總磷濃度變化趨勢檢驗及突變分析

2.2.1 高錳酸鹽指數(shù)、氨氮、總磷濃度變化趨勢 由表1 可知，祁陽站CODMn濃度和NH3-N 濃度呈下降趨勢，TP 濃度呈上升趨勢，其中NH3-N 濃度變化趨勢不顯著，而CODMn濃度和TP 濃度變化趨勢顯著，磷是關(guān)鍵污染物；祁陽站斷面位于縣級城區(qū)斷面，其TP 濃度顯著上升的同時，NH3-N 濃度呈下降趨勢，可推斷其主要污染源是生活污水（主要是含磷量較高的洗滌廢水）；其他6 個站點的NH3-N 濃度和TP 濃度水質(zhì)呈顯著上升趨勢，CODMn濃度呈顯著下降趨勢，以氮、磷為關(guān)鍵污染物。環(huán)境統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)業(yè)源和生活源是永州市氮、磷污染的主要來源。老埠頭站和淥埠頭站均不在城區(qū)范圍內(nèi)，周邊區(qū)域無城鎮(zhèn)污染源分布，表明老埠頭站、淥埠頭站非點源氮、磷污染控制不到位，主要污染源來自農(nóng)業(yè)面源污染；南津渡站、雙牌站、冷水灘站、道縣站和祁陽站分布在城區(qū)，氮、磷污染控制不到位，主要污染源為生活源。7 個站點的CODMn濃度均呈顯著下降趨勢，表明CODMn的污染控制比較到位，流域各站點水質(zhì)的CODMn濃度均得到有效控制。

表1 湘江流域永州段各斷面CODMn、NH3-N 和TP 濃度月變化趨勢顯著性檢驗

2.2.2 永州段各斷面CODMn、NH3-N 和TP 濃度突變分析 由表2 可知，所有站點污染物濃度的突變跳躍年份均集中在2009—2012 年，正值“十一五”到“十二五”的過渡時期，我國經(jīng)濟(jì)社會高度發(fā)展，農(nóng)業(yè)、工業(yè)規(guī)模不斷增大，對環(huán)境產(chǎn)生一定影響；突變跳躍月份集中在11 月至次年4 月，即污染物濃度的突變均出現(xiàn)在枯水期，主要是因為枯水期水流量較小導(dǎo)致氨氮和總磷濃度偏高，加上冬季河底生物的腐爛分解，將有機(jī)氮、磷還原成無機(jī)氮、磷釋放回水中[21]，因此每年3—4 月污染物濃度達(dá)到高峰。

表2 湘江流域永州段各斷面CODMn、NH3-N 和TP 濃度突變分析 （mg/L）

各站點的CODMn濃度跳躍年份均出現(xiàn)在2011 年1—2 月，CODMn濃度的最大跳躍量為0.72 mg/L，發(fā)生在冷水灘站；NH3-N 濃度的最大跳躍量出現(xiàn)在祁陽站，時間為2009 年3 月，跳躍前均值為0.33 mg/L，跳躍后均值為0.23 mg/L，跳躍量為0.10 mg/L，2009年以來，祁陽中心城區(qū)污水收集與處理率逐步提升，NH3-N 得到有效治理，經(jīng)過處理后轉(zhuǎn)化為NO3--N；TP濃度的最大跳躍量出現(xiàn)在道縣站，時間為2011 年2月，跳躍前均值為0.01 mg/L，跳躍后均值為0.04 mg/L，跳躍量為0.03 mg/L；從3 種污染物的跳躍量來看，各站點TP 濃度跳躍量＜NH3-N 濃度跳躍量＜CODMn濃度跳躍量。

3 結(jié) 論

數(shù)據(jù)顯示，2007—2019 年，雙牌站、祁陽站的CODMn濃度達(dá)到“GB 3838—2002，地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)”（國標(biāo)）中的III 類及以上標(biāo)準(zhǔn)限值，道縣站、南津渡站、老埠頭站、冷水灘站、淥埠頭站的CODMn濃度穩(wěn)定達(dá)到國標(biāo)II 類標(biāo)準(zhǔn)限值；7 個站點的NH3-N濃度穩(wěn)定達(dá)到國標(biāo)III 類標(biāo)準(zhǔn)限值；南津渡站、冷水灘站、雙牌站、淥埠頭站的TP 濃度達(dá)到國標(biāo)IV 類及以上標(biāo)準(zhǔn)限值，道縣站、老埠頭站、祁陽站的TP 濃度穩(wěn)定達(dá)到國標(biāo)III 類及以上標(biāo)準(zhǔn)限值；上游的站點CODMn、NH3-N、TP 平均濃度均低于下游站點。

研究的7 個站點CODMn濃度均呈下降趨勢，且趨勢顯著。除祁陽外，其他6 個站點的NH3-N、TP濃度均呈顯著上升趨勢，氨氮、總磷是該地區(qū)的關(guān)鍵污染物，首要污染源為農(nóng)業(yè)非點源污染，其次是生活源污染。

各站點污染物濃度的突變跳躍年份均集中在2009—2012 年，TP 和NH3-N 濃度呈顯著上升趨勢，突變跳躍月份集中在11 月至次年4 月，即污染物濃度的突變均出現(xiàn)在枯水期；CODMn濃度的最大跳躍出現(xiàn)在2011 年1 月的冷水灘站，其跳躍量為0.72 mg/L；NH3-N 濃度最大跳躍出現(xiàn)在2009 年3 月的祁陽站，其跳躍量為0.10 mg/L；TP 濃度最大跳躍出現(xiàn)在2011 年2 月的道縣站，其跳躍量為0.03 mg/L；各站點TP 濃度跳躍量＜NH3-N 濃度跳躍量＜CODMn濃度跳躍量。