摘 要：為了明晰吉林西部鹽漬灌區(qū)地下水水質(zhì)演變特征和地下水化學組分來源，選?。玻埃保病玻埃保?年和２０１９—２０２０ 年地下水水質(zhì)監(jiān)測數(shù)據(jù)，綜合采用數(shù)理統(tǒng)計、圖解法、熵權貝葉斯、因子分析、絕對因子得分－多元線性回歸（ＡＰＣＳ－ＭＬＲ）模型，開展吉林西部灌區(qū)地下水化學特征、水質(zhì)評價和水化學組分溯源解析研究。結果表明：灌區(qū)及周邊地下水Ｆｅ、Ｆ、Ｍｎ、三氮化合物嚴重超標；水化學類型主要為ＨＣＯ－３ －Ｎａ＋ －Ｃａ２ ＋型的弱堿性水，受巖石溶濾和蒸發(fā)結晶作用影響，長期灌排洗鹽使灌區(qū)及周邊鹽堿化現(xiàn)象得到改善；研究期內(nèi)灌區(qū)及周邊潛水Ⅳ、Ⅴ類水占比共增加５．３ 個百分點，承壓水中Ⅳ、Ⅴ類水占比共減少４．０ 個百分點；溶濾－次生富集作用對地下水水質(zhì)的影響最大，使水中可溶性離子、ＴＤＳ、總硬度等組分濃度上升；鹽堿地開發(fā)水田灌區(qū)導致區(qū)域農(nóng)業(yè)活動對地下水化學組分的影響加大。

關鍵詞：鹽漬灌區(qū)；ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 模型；水化學特征；水質(zhì)評價；溯源解析；吉林西部

中圖分類號：Ｘ５２３；Ｘ８２４ 文獻標志碼：Ａ ｄｏｉ：１０．３９６９／ ｊ．ｉｓｓｎ．１０００－１３７９．２０２５．０４．０１８

引用格式：陳彩蝶，王宇，卞建民，等．灌排洗鹽條件下吉林西部灌區(qū)地下水水質(zhì)演變特征分析［Ｊ］．人民黃河，２０２５，４７（４）：１１２－１１９．

０ 引言

灌排洗鹽是吉林西部鹽漬土改良的重要手段。近年來吉林西部先后興建和擴建了大安灌區(qū)、前郭灌區(qū)和松原灌區(qū)，對原有鹽堿荒地以及中低產(chǎn)田進行改良治理。隨著水田面積增大，農(nóng)業(yè)化肥的大量施用造成地下水水質(zhì)惡化。因此，需要重視和開展變化環(huán)境下灌域尺度地下水水質(zhì)分布特征研究，明晰該區(qū)典型污染物，結合地下水化學組分溯源解析，為實現(xiàn)田間農(nóng)業(yè)精準管理和水資源高效利用提供基礎信息與理論依據(jù)。

目前，常用的水質(zhì)評價方法有ＷＱＩ 水質(zhì)指數(shù)法、內(nèi)梅羅指數(shù)法、模糊綜合評價法、灰色關聯(lián)法等。近年來，以隨機森林、神經(jīng)網(wǎng)絡、貝葉斯為代表的機器學習模型發(fā)展迅速，其具有高效性、準確性的優(yōu)點，引起了水資源領域眾多學者的關注［１－３］ 。其中貝葉斯是一種生成式模型，具有可解釋性強、分類精度高、克服數(shù)據(jù)質(zhì)量不佳等優(yōu)點，相較于隨機森林、ＢＰ 神經(jīng)網(wǎng)絡等方法更具優(yōu)勢。傳統(tǒng)的貝葉斯分類是一種等權重模型，本文將熵權法與貝葉斯分類進行耦合，以更客觀真實評價各水質(zhì)指標的重要性。

地下水污染源的精準識別一直是水環(huán)境管理的重點和難點。溯源解析方法包括清單分析法、擴散模型和受體模型。清單分析法和擴散模型具有計算繁冗、不確定性較高、精確度低等缺點，而受體模型能夠克服這些不足，是目前有效的溯源解析技術，得到國內(nèi)外眾多學者青睞［４－７］ ?，F(xiàn)階段受體模型主要有化學質(zhì)量平衡（ＣＭＢ）、正定矩陣因子分解（ＰＭＦ）、主成分分析／ 因子分析（ＰＣＡ／ ＦＡ）與多元線性回歸耦合的統(tǒng)計學方法等，其中ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 模型是一種量化不同組分來源貢獻率的有效方法，在水環(huán)境影響因素復雜的地區(qū)被廣泛使用。對于吉林西部地下水溯源解析問題，已有學者開展了大量研究，但如何在分析鹽漬灌區(qū)地下水化學特征和水質(zhì)分布基礎上，進行原生地質(zhì)背景與長期灌排洗鹽環(huán)境的地下水溯源有待研究［８－９］ 。

本文基于吉林西部２０１２—２０１４ 年及２０１９—２０２０年地下水水質(zhì)監(jiān)測數(shù)據(jù)，采用Ｄｕｒｏｖ 圖、Ｇｉｂｂｓ 圖和熵權貝葉斯方法開展地下水化學特征分析和水質(zhì)評價，應用克里金插值法進行水質(zhì)時空分布研究，分析灌排洗鹽對地下水水質(zhì)的影響；采用皮爾遜相關性分析法、因子分析法和ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 模型，定量解析長期灌排洗鹽影響下灌區(qū)地下水化學組分來源，以期為灌區(qū)農(nóng)業(yè)精準管理、鹽漬化防治提供參考。

１ 研究區(qū)概況與數(shù)據(jù)來源

１．１ 研究區(qū)概況

選取吉林西部作為研究區(qū)，其地處松嫩平原西南部，地理坐標為東經(jīng)１２３°０３′—１２４°２２′，北緯４４°５７′—４５°４６′，屬北溫帶大陸性半干旱季風氣候區(qū)，降水量小、蒸發(fā)量大。區(qū)內(nèi)地貌主要為松嫩低平原、洮兒河沖積扇、松拉河間地塊，總地勢為東、西、南三面高，中部和北部低（見圖１），是典型的半封閉蓄水盆地構造。地下水系統(tǒng)主要由第四系松散巖類孔隙潛水含水層和孔隙裂隙承壓水含水層組成，是一個巨大的開放系統(tǒng)。第四系松散巖類孔隙潛水含水層包括全新統(tǒng)孔隙含水層、上更新統(tǒng)孔隙含水層、中更新統(tǒng)孔隙含水層、下更新統(tǒng)孔隙含水層。第四系孔隙裂隙承壓水含水層主要包括中更新統(tǒng)孔隙含水層、下更新統(tǒng)孔隙含水層。潛水含水層主要補給方式為降水入滲和地下潛流側向補給，徑流速度較慢，蒸發(fā)和人工開采是主要排泄途徑。承壓含水層補給方式為大氣降水入滲補給，以側向徑流的方式匯向盆地中心，人工開采是主要的排泄方式。地層巖性呈下粗上細的特征，主要由泥巖和頁巖組成，厚度大且連續(xù)分布，構成區(qū)域性的隔水底板。

全?。梗福サ柠}漬化土地集中在該研究區(qū)，分布在白城市的大安市、鎮(zhèn)賚縣、通榆縣，松原市的長嶺縣、乾安縣等地［１０－１１］ 。２０１０ 年后大部分鹽堿地、荒地開發(fā)為水田灌區(qū)，其中松原灌區(qū)總面積３．４４ 萬ｋｍ２，設計灌溉面積１．８９ 萬ｋｍ２，劃分為大安龍海灌片、乾安灌片、前郭灌片，灌溉退水排入查干湖［１２］ 。

１．２ 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來自本課題組對２０１２—２０１４ 年、２０１９—２０２０ 年吉林西部灌區(qū)及周邊區(qū)域采集樣品的檢測數(shù)據(jù)，潛水水樣共計３３４ 個、承壓水水樣共計１１２ 個。地下水樣品采集方法嚴格按照《地下水環(huán)境監(jiān)測技術規(guī)范》（ＨＪ １６４—２０２０）進行，水樣檢測按照《生活飲用水標準檢驗法》（ＧＢ／ Ｔ ５７５０—２００６）進行，檢測指標包括ｐＨ 值、電導率、ＴＤＳ、總硬度、Ｋ＋、Ｎａ＋、Ｃａ２＋、Ｍｇ２＋、ＨＣＯ－３ 、ＣＯ２－３ 、Ｃｌ－、ＳＯ２－４ 、Ｆｅ、Ｆ、Ｍｎ、Ａｌ、ＮＨ＋４ 、ＮＯ－３ 、ＮＯ－２共計１９ 種，樣品送至中國科學院東北地理與農(nóng)業(yè)生態(tài)研究所檢測。

２ 研究方法

２．１ 熵權貝葉斯模型評價水質(zhì)

英國學者貝葉斯于１８ 世紀提出的貝葉斯定理，可描述兩個條件概率之間的關系。熵的概念源自熱力學，其本質(zhì)上是序，表示一種混亂、無序的程度。將熵值理論與貝葉斯方法相結合，形成熵權貝葉斯模型，將該模型應用在水質(zhì)評價中，能夠減少人為主觀判斷意識所形成的偏差。

２．１．１ 貝葉斯水質(zhì)評價模型

貝葉斯水質(zhì)評價模型是一種基于傳統(tǒng)數(shù)理統(tǒng)計的方法，計算公式如下：

式中：ｘｊ為第ｊ（ｊ ＝１，２，…，ｍ）個水質(zhì)指標的監(jiān)測值，ｙｊｚ為第ｊ 個水質(zhì)指標各等級的標準值，Ｐ（ｘｊ ｙｊｚ ）為第ｊ 個水質(zhì)指標屬于第ｚ 等級（ｚ ＝１，２，…，５）條件下監(jiān)測值為ｘｊ的概率，Ｐ（ｙｊｚ ｘｊ ）為監(jiān)測值為ｘｊ 條件下第ｊ 個水質(zhì)指標屬于第ｚ 等級的概率，Ｌｊｚ為ｘｊ與ｙｊｚ差值的絕對值。

水質(zhì)評價等級的加權概率Ｐｚ計算公式如下：

式中：ωｊ 為第ｊ 個水質(zhì)指標的權重。

根據(jù)概率最大原則，Ｐｚ 中最大值所屬的水質(zhì)等級即為區(qū)域的水質(zhì)等級。

２．１．２ 熵權法確定權重

熵權法基于信息熵計算各水質(zhì)指標對決策結果的貢獻度，進而確定權重［１３－１５］ 。選定ｎ 個評價樣本以及ｍ 個水質(zhì)指標，構建ｎ 行ｍ 列的原始矩陣。水質(zhì)指標單位往往不統(tǒng)一，采用歸一化方式對各指標值進行標準化處理。熵值計算公式為

式中：Ｈｊ為第ｊ 個水質(zhì)指標的熵值；ｋ 為常數(shù)，用于標準化熵值；ｔ 為評價對象的總數(shù)；ｐｉｊ為第ｉ 個評價對象第ｊ個水質(zhì)指標的標準化值。

各水質(zhì)指標權重ωｊ計算公式為

２．２ 地下水溯源解析

２．２．１ 因子分析（ＦＡ）

因子分析方法是對已有的眾多數(shù)據(jù)進行合理性分類，在減小數(shù)據(jù)維度的同時提取共性因子，其本質(zhì)思想是依靠提取具有代表性的因子來反映原始變量蘊含的信息［１６－１７］ ，原始變量與因子的關系式為

式中：Ｆｋ為公因子分類，ａｊｋ為水質(zhì)指標隸屬于公因子分類的系數(shù)，εｊ為除公因子外的其他影響因素。

因子分析方法思路如下：１）對原始變量是否適用因子分析法進行初步確認，檢查待分析原始變量以及取樣點數(shù)是否滿足因子分析的限制條件；２）對數(shù)據(jù)進行標準化處理；３）使用ＫＭＯ 檢驗和Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗方法，對標準化數(shù)據(jù)進行檢驗，當ＫＭＯ ＞ ０． ５ 或者Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗Ｐ＜０．０５ 時，可以使用因子分析法檢驗變量是否具有相關性；４）構造因子變量，采用主成分分析法提取數(shù)據(jù)特征值，當特征值＞１ 時，可以作為確定公因子的依據(jù)對主成分進行提??；５）用最大公差法對因子載荷矩陣進行正交旋轉(zhuǎn)變換，使因子變量具有更高解釋性；６）計算因子的綜合得分。

２．２．２ ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 模型

ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 是一種用于地下水溯源解析的受體模型。首先，采用ＡＰＣＳ 對多個水質(zhì)指標進行綜合分析，量化不同地下水組分來源與水質(zhì)指標的關系。然后，以ＡＰＣＳ 作為自變量，將多個水質(zhì)指標作為因變量，使用ＭＬＲ 建立回歸方程，通過擬合回歸模型推斷不同組分來源與地下水水質(zhì)參數(shù)之間的相關性。最后，計算地下水不同組分來源對特定水質(zhì)參數(shù)的貢獻率［１８］ 。

３ 結果分析

３．１ 吉林西部鹽漬灌區(qū)地下水化學組分特征

分別繪制２０１２—２０１４ 年和２０１９—２０２０ 年兩個時段研究區(qū)地下水Ｄｕｒｏｖ 圖，確定水化學類型，見圖２。

分析圖２ 可知，水化學類型主要為ＨＣＯ－３ －Ｎａ＋ －Ｃａ２＋型的弱堿性水，研究區(qū)水化學類型未發(fā)生明顯變化。

為探索時間尺度上水質(zhì)指標的變異特征，采用箱線圖表示ｐＨ 值、電導率、Ｆｅ、Ｆ、Ｍｎ、三氮指標統(tǒng)計值，見圖３。ｐＨ 值可表征堿度，電導率可表征鹽分。分析圖３ 可知，２０１９—２０２０ 年較２０１２—２０１４ 年ｐＨ 值和電導率下降，堿性減弱，說明長期灌排洗鹽作用下，灌區(qū)及周邊地區(qū)鹽堿化現(xiàn)象得到改善。２０１９—２０２０ 年較２０１２—２０１４ 年潛水中Ｆｅ、Ｆ 含量增加，且數(shù)值范圍增大，承壓水變化則相反。兩個時段Ｆｅ、Ｆ、Ｍｎ 均值和中位數(shù)均超過《地下水質(zhì)量標準》（ＧＢ／ Ｔ １４８４８—２０１７）Ⅲ類標準，可見區(qū)內(nèi)Ｆｅ、Ｆ、Ｍｎ 原生污染程度較高。２０１２—２０１４ 年潛水中三氮含量超標嚴重，相比之下２０１９—２０２０ 年超標現(xiàn)象更明顯。

Ｇｉｂｂｓ 圖可用于判斷蒸發(fā)結晶、巖石溶濾、多因素影響條件的地下水化學組分演化特征［１９］ ，分別繪制兩個時段潛水和承壓水Ｇｉｂｂｓ 圖，見圖４。巖石溶濾和蒸發(fā)結晶是影響研究區(qū)地下水化學組分演化特征的兩大因素。陽離子受巖石溶濾和蒸發(fā)結晶影響強烈，陰離子主要受巖石溶濾影響，潛水的蒸發(fā)結晶作用高于承壓水的。

３．２ 吉林西部鹽漬灌區(qū)地下水水質(zhì)評價

選取Ｆｅ、Ｍｎ、Ａｌ、Ｆ、ＴＤＳ、總硬度、ＮＨ＋４ 、Ｎａ＋、ＮＯ－２ 、ＮＯ－３ 、ＳＯ２－４ 、Ｃｌ－這１２ 項水質(zhì)指標，依據(jù)《地下水質(zhì)量標準》（ＧＢ／ Ｔ １４８４８—２０１７），使用ＳＰＳＳＰＲＯ 軟件對數(shù)據(jù)進行歸一化處理，基于熵權法計算各水質(zhì)指標權重，見表１。

采用Ｍａｔｌａｂ Ｒ２０２１ａ 軟件編程貝葉斯公式，計算似然概率和后驗概率，再采用最大概率原則確定水質(zhì)所屬類別，得到水質(zhì)評價結果，見表２。２０１２—２０１４ 年潛水中Ⅳ、Ⅴ類水總占比３４．７％，承壓水中Ⅳ、Ⅴ類水總占比４．０％；２０１９—２０２０ 年潛水中Ⅳ、Ⅴ類水總占比４０％，承壓水中無Ⅳ、Ⅴ類水。對比發(fā)現(xiàn)，承壓水水質(zhì)優(yōu)于潛水，２０１９—２０２０ 年相較于２０１２—２０１４ 年灌區(qū)及周邊潛水中Ⅳ、Ⅴ類水占比增加了５．３ 個百分點，而承壓水中Ⅳ、Ⅴ類水占比減少了４．０ 個百分點。

在上述熵權貝葉斯水質(zhì)評價結果的基礎上分析研究區(qū)地下水水質(zhì)的空間變化狀況。運用克里金法進行插值，繪制研究區(qū)地下水水質(zhì)類別空間分布圖，見圖５。２０１２—２０１４ 年潛水中Ⅳ、Ⅴ類水主要集中在乾安縣、大安市和通榆縣接壤區(qū)及灌區(qū)附近，承壓水中Ⅳ、Ⅴ類水主要集中在通榆縣；２０１９—２０２０ 年潛水中Ⅳ、Ⅴ類水主要集中在大安灌區(qū)和松原灌區(qū)周邊，承壓水均為Ⅰ～ Ⅲ類水。２０１９—２０２０ 年與２０１２—２０１４ 年相比，灌區(qū)水質(zhì)較差范圍明顯增大。

３．３ 灌排洗鹽影響下地下水化學組分溯源解析

為了有效識別長期灌排洗鹽對研究區(qū)地下水化學組分的影響，對地下水化學組分溯源解析。采用皮爾遜相關系數(shù)分析提高地下水化學組分來源的識別精度，相關系數(shù)越大表明不同水質(zhì)指標的關聯(lián)性越強，同源或者相似化學組分來源的可能性越高。繪制水質(zhì)指標相關性熱圖，見圖６。

分析圖６ 可知，ＴＤＳ 與Ｎａ＋、ＳＯ２－４ 、Ｃｌ－顯著正相關，說明這４ 種水質(zhì)指標具有相似或相同的化學組分來源，高ＴＤＳ 鹽水、咸水的形成與這３ 種離子相關。此外，Ｃｌ－ 與Ｎａ＋ 較顯著正相關。分析可知蒸發(fā)鹽巖礦物的溶解能夠加快地下水中鹽分的富集。Ｆｅ、Ｆ、Ｍｎ 相關性較強，說明這３ 項水質(zhì)指標也具有相似或相同的化學組分來源。

結合ＳＰＳＳ２５ 軟件，使用ＦＡ 與ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 模型進一步解析長期灌排洗鹽作用下研究區(qū)地下水化學組分來源的變化情況。對原始地下水監(jiān)測數(shù)據(jù)進行標準化處理，選擇ＫＭＯ 和Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗對水質(zhì)指標相關程度進行檢驗。２０１２—２０１４ 年潛水測度為０．５９１（大于０．５），承壓水測度為０．５７３；２０１９—２０２０ 年潛水測度為０．５９７，承壓水測度為０．５９０。Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗Ｐ 值均為０（小于０．０５），符合因子分析條件。由因子分析中載荷系數(shù)的絕對值大小可判斷因子中的主要載荷指標，絕對值越接近于１，水質(zhì)指標與因子的相關性越強。２０１２—２０１４ 年研究區(qū)地下水化學組分來源共提取了４ 個因子（Ｆ１、Ｆ２、Ｆ３、Ｆ４ ）；２０１９—２０２０ 年潛水共提取了４ 個因子（Ｐ１、Ｐ２、Ｐ３、Ｐ４ ），承壓水提取了３個因子（Ｐ１、Ｐ２、Ｐ３ ）。２０１２—２０１４ 年潛水累計貢獻率為７０．７６３％、承壓水累計貢獻率為６５．３６０％；２０１９—２０２０ 年潛水累計貢獻率為７８．６３７％、承壓水累計貢獻率為６３．３１６％?；谝蜃臃治?，采用ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 模型定量計算地下水各化學組分來源對水質(zhì)指標的貢獻率，根據(jù)計算結果繪制貢獻率百分比堆積圖，見圖７。

如圖７ 所示，Ｆ１ 因子解釋了２０１２—２０１４ 年潛水（３０．３７４％）和承壓水（３５．１３０％）的水化學組分來源，Ｐ１因子解釋了２０１９—２０２０ 年潛水（３０． ２２１％） 和承壓水（３９．３６４％）的水化學組分來源。２０１２—２０１４ 年潛水、承壓水中Ｆ１ 因子主要載荷為總硬度、ＴＤＳ、Ｎａ＋、Ｃｌ－、ＮＯ－３ 、ＳＯ２－４ ，潛水Ｆ１因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為７１．４６％、５６．０７％、４３．３％、５０．２２％、５６．５２％、５４．９％，承壓水Ｆ１ 因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為４８．７１％、６２．０６％、９１． ０７％、６８．４６％、２９． ６３％、６６． １９％。２０１９—２０２０ 年潛水中Ｐ１ 因子主要載荷為總硬度、Ｎａ＋、Ｃｌ－、ＳＯ２－４ 、ＴＤＳ，Ｐ１ 因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為６５．５０％、５４．００％、５５．１９％、５５．０９％、５４．２９％；承壓水中Ｐ１因子主要載荷為Ｎａ＋、Ｃｌ－、ＴＤＳ，Ｐ１ 因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為５２．５８％、５３．１１％、９１．５０％。吉林西部地區(qū)受天然地球化學作用影響較大，區(qū)域地勢坡度較小，地下水流速緩慢，蒸發(fā)作用強，土壤鹽漬化問題嚴重，灌溉洗鹽過程中鹽分隨著地表水向下入滲以及地下水側向流動，使水化學組分不斷淋溶、遷移和富集，進一步導致該區(qū)域地下水可溶性鹽分離子、ＴＤＳ、總硬度等濃度上升。因此，Ｆ１ 和Ｐ１ 稱為溶濾－次生富集作用因子。

Ｆ２因子解釋了２０１２—２０１４ 年潛水（１６．３２４％）和承壓水（１１．４２３％）的水化學組分來源，Ｐ２ 因子解釋了２０１９—２０２０ 年潛水（２１．１％）和承壓水（８．７９７％）的水化學組分來源。２０１２—２０１４ 年潛水、承壓水Ｆ２因子主要載荷為Ｆｅ、Ｍｎ，潛水Ｆ２因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為５４．４９％、５９．６３％，承壓水Ｆ２因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為５５．０２％、６１．１６％。吉林西部地區(qū)受自然環(huán)境、地質(zhì)環(huán)境等制約，地下水中Ｆｅ、Ｍｎ 等金屬元素濃度偏高。此外，該區(qū)地勢低洼，地下水流動速度緩慢，金屬元素容易積聚。因此，Ｆ２稱為地質(zhì)環(huán)境背景因子。２０１９—２０２０ 年潛水中Ｐ２ 因子主要載荷為Ｆｅ、ＮＯ－２ ，Ｐ２ 因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為４６．２７％、５８．３５％；承壓水中Ｐ２因子的主要載荷為ＮＯ－３ 、ＮＨ＋４ ，Ｐ２因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為４６．１８％、４３．０％。研究區(qū)大量鹽堿荒地改良成水田，農(nóng)業(yè)化肥隨著灌排洗鹽進入地下水，引起地下水中硝酸鹽、氨氮濃度上升。此外，灌溉洗鹽過程中鹽分隨著地表水向下入滲以及地下水的側向流動，使水化學組分不斷淋溶、遷移和富集。因此，Ｐ２稱為農(nóng)業(yè)活動－原生地質(zhì)背景－溶濾因子。

Ｆ３因子解釋了２０１２—２０１４ 年潛水（１３．５６２％）和承壓水（１０．０３０％）的水化學組分來源，Ｐ３ 因子解釋了２０１９—２０２０ 年潛水（１４．７５８％）和承壓水（１５．１５５％）的水化學組分來源。２０１２—２０１４ 年潛水、承壓水中Ｆ３因子主要載荷為ＮＯ－２ ，對潛水、承壓水水質(zhì)指標的貢獻率分別為５５．４７％、１．１３％。２０１９—２０２０ 年潛水Ｐ３因子主要載荷為ＮＯ－３ ， Ｐ３ 因子對各水質(zhì)指標的貢獻率為６１．８７％。承壓水Ｐ３因子主要載荷為總硬度、Ｆｅ，Ｐ３ 因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為２４．２５％、１８．３６。Ｆ３能反映地下水中氮元素的富集，稱為農(nóng)業(yè)活動因子；Ｐ３稱為原生地質(zhì)背景因子。

Ｆ４因子解釋了２０１２—２０１４ 年潛水（１０．５０３％）和承壓水（８．７７７％）的水化學組分來源，Ｐ４ 因子解釋了２０１９—２０２０ 年潛水（１２．５５８％） 的水化學組分來源。２０１２—２０１４ 年潛水中Ｆ４ 因子主要載荷為Ａｌ、ＮＨ＋４ ，Ｆ４因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為５５．２９％、３９．３％，承壓水中Ｆ４因子主要載荷為Ａｌ、ＮＯ－２ ，Ｆ４因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為１７．６１％、２８．２２％。２０１９—２０２０ 年潛水中Ｐ４因子主要載荷為Ｆ、ＮＨ＋４ ，Ｐ４因子對各水質(zhì)指標的貢獻率分別為５５．２９％、３９．３％。因此，Ｆ４、Ｐ４ 稱為農(nóng)業(yè)活動－原生地質(zhì)背景因子。

４ 結論

以吉林西部２０１２—２０１４ 年和２０１９—２０２０ 年地下水水質(zhì)監(jiān)測數(shù)據(jù)為基礎，使用Ｄｕｒｏｖ 圖、Ｇｉｂｂｓ 圖和數(shù)理統(tǒng)計等方法分析地下水水化學類型及特征，應用熵權貝葉斯方法對地下水水質(zhì)進行評價，運用皮爾遜相關性分析、因子分析和ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 模型解析地下水化學組分來源及成因，闡釋鹽漬灌區(qū)長期灌排洗鹽對地下水化學組分的影響，結論如下。

１）研究區(qū)地下水中Ｆｅ、Ｍｎ、Ｆ 及三氮化合物超標嚴重；研究期內(nèi)灌區(qū)及周邊潛水和承壓水中ｐＨ 值、電導率均呈下降趨勢，長期灌排洗鹽作用下，地下水鹽堿化現(xiàn)象得到改善。

２）研究區(qū)地下水水化學類型主要為ＨＣＯ－３ －Ｎａ＋ －Ｃａ２ ＋型，長期灌排洗鹽影響下，地下水水化學類型未改變；地下水水化學特征主要受巖石溶濾和蒸發(fā)結晶作用影響，２０１９—２０２０ 年相較于２０１２—２０１４ 年灌區(qū)及周邊蒸發(fā)結晶作用更加顯著。

３）研究區(qū)水質(zhì)總體較好，承壓水水質(zhì)優(yōu)于潛水；研究期內(nèi)灌區(qū)及周邊區(qū)域潛水中Ⅳ、Ⅴ類水占比共增加５．３ 個百分點，承壓水中Ⅳ、Ⅴ類水占比共減少４．０個百分點；通過繪制克里金插值水質(zhì)類別分布圖，對比兩個時段灌區(qū)及周邊水質(zhì)情況，發(fā)現(xiàn)２０１９—２０２０ 年相較于２０１２—２０１４ 年灌區(qū)水質(zhì)較差的范圍明顯增大。

４）研究區(qū)地下水化學組分主要來源為溶濾－次生富集、原生地質(zhì)條件和農(nóng)業(yè)活動；溶濾－次生富集是Ｎａ＋、Ｃｌ－、ＳＯ２－４ 、ＴＤＳ 的主要來源，原生地質(zhì)條件是Ｆｅ、Ｍｎ、Ａｌ 的主要來源，農(nóng)業(yè)活動是三氮化合物的主要來源。鹽堿地開發(fā)水田灌區(qū)導致區(qū)域農(nóng)業(yè)活動對地下水化學組分的影響加大。

參考文獻：

［１］ 杜尚海，古成科，張文靜．隨機森林理論及其在水文地質(zhì)領域的研究進展［Ｊ］．中國環(huán)境科學，２０２２，４２（９）：４２８５－４２９５．

［２］ 陸丹，耿昭克，閔敏，等．基于區(qū)間型貝葉斯模型的湟水干流水質(zhì)評價［Ｊ］．水利水運工程學報，２０２０（２）：１５－２１．

［３］ 張璽．濟南市水資源質(zhì)量評價方法研究及應用［Ｄ］．濟南：山東大學，２０１９：７－１３．

［４］ 程思茜．基于ＰＭＦ 和ＰＣＡ－ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 受體模型的地下水污染源定性識別和定量解析［Ｄ］．成都：西南交通大學，２０２１：２－４．

［５］ 袁宏穎．烏拉特灌域地下水化學特征評價及源解析［Ｄ］．呼和浩特：內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學，２０２０：４－５．

［６］ 丁啟振，周金龍，季彥楨，等．石河子－昌吉地區(qū)地下水水質(zhì)時空變化及污染源解析［Ｊ］．環(huán)境科學，２０２３，４４（３）：１４４０－１４５１．

［７］ 秦子元．內(nèi)蒙古吉蘭泰鹽湖盆地地下水化學特征及控制因素［Ｄ］．呼和浩特：內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學，２０１９：３－４．

［８］ ＧＵ Ｚ Ｑ，ＢＩＡＮ Ｊ Ｍ，ＷＵ Ｊ Ｊ，ｅｔ ａｌ．Ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｆ ＡｎｔｈｒｏｐｏｇｅｎｉｃＡｃｔｉｖｉｔｉｅｓ ｏｎ Ｈｙｄｒｏｃｈｅｍｉｃａｌ Ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ ｏｆ Ｇｒｏｕｎｄ Ｗａｔｅｒｏｆ ＤＡＡＮ Ｉｒｒｉｇａｔｉｏｎ Ａｒｅａ ｉｎ Ｗｅｓｔｅｒｎ ｏｆ Ｊｉｌｉｎ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ［Ｊ］．Ｅｎｖｉｒｏｎ Ｓｃｉ Ｐｏｌｌｕｔ Ｒｅｓ Ｉｎｔ，２０２１，２９（１４）：２０４７９－２０４９５．

［９］ ＺＨＡＮＧ Ｊ Ｌ，ＬＩＵ Ｙ Ｈ，ＷＥＮ Ｍ Ｌ，ｅｔ ａｌ．Ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ Ｃｈａｒａｃ?ｔｅｒｉｓｔｉｃｓ ａｎｄ Ｅｃｏｌｏｇｉｃａｌ Ｒｉｓｋ Ａｓｓｅｓｓｍｅｎｔ ｏｆ Ｎｉｔｒｏｇｅｎ，Ｐｈｏｓ?ｐｈｏｒｕｓ，ａｎｄ Ｓｏｍｅ Ｈｅａｖｙ Ｍｅｔａｌｓ ｉｎ ｔｈｅ Ｓｅｄｉｍｅｎｔｓ ｏｆ ＹｕｅｌｉａｎｇＬａｋｅ ｉｎ Ｗｅｓｔｅｒｎ Ｊｉｌｉｎ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ，Ｎｏｒｔｈｅａｓｔ Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ｗａｔｅｒ，２０２２，１４（２０）：３３０６－３３０６．

［１０］ 程樹凱．凍融循環(huán)和應力路徑下鹽漬土的力學特性及本構關系研究［Ｄ］．長春：吉林大學，２０２２：１－６．

［１１］ 藍天．吉林省西部土壤鹽漬化地球化學評價與成因分析［Ｄ］．長春：吉林大學，２０２３：１－３．

［１２］ 許力文，卞建民，孫曉慶，等．灌區(qū)退水對區(qū)域地下水質(zhì)影響與健康風險評估［Ｊ］．中國環(huán)境科學，２０２３，４３（４）：１６８８－１６９５．

［１３］ 徐悅．石佛寺人工濕地水質(zhì)評價及水環(huán)境容量研究［Ｄ］．沈陽：沈陽農(nóng)業(yè)大學，２０１８：１５－１７．

［１４］ 胡漾，唐金平，陳友良，等．基于ＰＣＡ 與熵權的貝葉斯地下水環(huán)境質(zhì)量評價模型［Ｊ］．節(jié)水灌溉，２０１８（１２）：６０－６４．

［１５］ 李韶慧，周忠發(fā)，但雨生，等．基于組合賦權貝葉斯模型的平寨水庫水質(zhì)評價［Ｊ］．水土保持通報，２０２０，４０（２）：２１１－２１７．

［１６］ 王帥，任宇，郭紅，等．河南黃河改道區(qū)淺層地下水化學特征與主控污染源解析［Ｊ］．環(huán)境科學，２０２４，４５（２）：７９２－８０１．

［１７］ 劉楠，唐瑩影，陳盟，等．基于ＡＰＣＳ－ＭＬＲ 和ＰＭＦ 的鉛鋅礦流域土壤重金屬來源解析［Ｊ］．中國環(huán)境科學，２０２３，４３（３）：１２６７－１２７６．

［１８］ ＸＩＡＯ Ｙ，ＺＨＡＮＧ Ｊ Ｈ，ＬＯＮＧ Ａ Ｈ，ｅｔ ａｌ．Ｈｙｄｒｏｃｈｅｍｉｃａｌ Ｃｈａｒ?ａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓ ａｎｄ Ｆｏｒｍａｔｉｏｎ Ｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆ Ｑｕａｔｅｒｎａｒｙ Ｇｒｏｕｎｄ?ｗａｔｅｒ ｉｎ Ｂａｏｓｈａｎ Ｂａｓｉｎ， Ｗｅｓｔｅｒｎ Ｙｕｎｎａｎ， Ｃｈｉｎａ ［ Ｊ］．Ｗａｔｅｒ，２０２３，１５（１５）：２７３６．

［１９］ ＪＩＡＮＧ Ｑ Ｌ，ＬＩＵ Ｑ Ｍ，ＬＩＵ Ｙ，ｅｔ ａｌ．Ｃｈｅｍｉｃａｌ Ｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎｏｆ Ｇｒｏｕｎｄｗａｔｅｒ ａｎｄ ｉｔｓ Ｃｏｎｔｒｏｌｌｉｎｇ Ｆａｃｔｏｒｓ ｉｎ ｔｈｅ ＬｉｕｚｈｕａｎｇＣｏａｌ Ｍｉｎｅ，Ｎｏｒｔｈｅｒｎ Ａｎｈｕｉ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ，Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ｗａｔｅｒ Ｓｕｐ?ｐｌｙ，２０２３，２３（１２）：４９３７－４９５６．

【責任編輯 栗 銘】

基金項目：國家重點研發(fā)計劃項目（２０２２ＹＦＤ１５００５００）；吉林省環(huán)境保護科研項目（吉環(huán)科字第２０２３－１５ 號）