王紅，姚君蘭，KUNG Hsiang-te，李兆華*，李艷薔，梅新，陳紅兵

1.湖北大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，湖北 武漢 430062 2.區(qū)域開發(fā)與環(huán)境響應(yīng)湖北省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，湖北 武漢 430062 3.美國孟菲斯大學(xué)地球科學(xué)系，田納西州 孟菲斯 38152

梁子湖水環(huán)境時(shí)空變異分析

王紅1,2，姚君蘭1，KUNG Hsiang-te3，李兆華1,2*，李艷薔1，梅新1，陳紅兵1

1.湖北大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院，湖北 武漢 430062 2.區(qū)域開發(fā)與環(huán)境響應(yīng)湖北省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，湖北 武漢 430062 3.美國孟菲斯大學(xué)地球科學(xué)系，田納西州 孟菲斯 38152

梁子湖；水質(zhì)因子；克里金(Kriging)插值；時(shí)空分析

水環(huán)境是構(gòu)成環(huán)境的基本要素之一，是人類社會(huì)賴以生存和發(fā)展的重要場所。水環(huán)境的污染和破壞已成為當(dāng)今世界主要的環(huán)境問題之一[1]。水環(huán)境在不同時(shí)間和空間上具有差異，對(duì)水環(huán)境分析需從時(shí)間、空間相結(jié)合的角度出發(fā)，動(dòng)態(tài)地、立體地闡述水質(zhì)變化規(guī)律，為決策提供大量的信息支持。目前常用的水質(zhì)評(píng)價(jià)方法主要有單因子評(píng)價(jià)法、主成分分析法、污染指數(shù)評(píng)價(jià)法、模糊綜合評(píng)價(jià)法、灰色評(píng)價(jià)法、物元分析法等[2-4]。

近年來許多研究者將地統(tǒng)計(jì)分析法引入水環(huán)境的時(shí)空分析中。地統(tǒng)計(jì)分析方法作為一種空間分析方法，已廣泛用于研究在空間分布上既有結(jié)構(gòu)性又有隨機(jī)性的自然現(xiàn)象[5-7]。劉瑞民等[8]將地統(tǒng)計(jì)分析應(yīng)用到太湖水環(huán)境研究中，通過克里金插值得到水質(zhì)的評(píng)價(jià)圖，分析了太湖的空間變異性；李一平等[9]利用地統(tǒng)計(jì)分析對(duì)太湖水質(zhì)時(shí)空相關(guān)性及時(shí)空分布規(guī)律進(jìn)行了研究，得出太湖水質(zhì)季節(jié)變化強(qiáng)度及其空間差異規(guī)律；吳紅艷等[10]使用地統(tǒng)計(jì)方法分析了洪湖水質(zhì)的時(shí)空變異。以上研究均是地統(tǒng)計(jì)分析在水環(huán)境時(shí)空分析的應(yīng)用案例。

1 數(shù)據(jù)來源

注：比例尺為1∶250 000。圖1 梁子湖不同季節(jié)采樣點(diǎn)分布Fig.1 Distribution of sampling points of Liangzi Lake in different seasons

2 研究方法

首先對(duì)湖泊監(jiān)測所得數(shù)據(jù)用K-S檢驗(yàn)方法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)特征分析，判斷數(shù)據(jù)是否符合正態(tài)分布；再進(jìn)行空間擬合和空間異質(zhì)性分析，以此為基礎(chǔ)，進(jìn)行空間插值分析。

2.1 水質(zhì)基本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)

用最大值、最小值、標(biāo)準(zhǔn)差、平均值、偏度、峰度、中位數(shù)、變異系數(shù)及分布類型描述各采樣點(diǎn)上不同水質(zhì)指標(biāo)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計(jì)特征，統(tǒng)計(jì)分析在SPSS 22.0軟件中完成。

2.2 空間分布結(jié)構(gòu)

用塊金值、偏基臺(tái)值、基臺(tái)值、塊金系數(shù)、變程及空間相關(guān)性來描述對(duì)象的空間分布結(jié)構(gòu)。常見的理論模型包括指數(shù)模型、高斯模型、三角模型、球狀模型等。根據(jù)監(jiān)測數(shù)據(jù)，在ArcGIS軟件中進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)分析，同時(shí)對(duì)常見的理論模型進(jìn)行交叉驗(yàn)證，模型的選取要求：具有接近于0的標(biāo)準(zhǔn)平均預(yù)測誤差、接近于1的標(biāo)準(zhǔn)平方根和較小的均方根，綜合評(píng)價(jià)選取最符合數(shù)據(jù)分布狀態(tài)的半變異函數(shù)模型。水質(zhì)參數(shù)的空間相關(guān)性可用塊金系數(shù)(塊金值與基臺(tái)值之比)來劃分：小于25%，說明具有強(qiáng)烈的空間相關(guān)性；25%～75%，說明具有中等的空間相關(guān)性；大于75%，說明空間相關(guān)性較弱[14-15]。

2.3 空間分布分析

為了更直觀地反映水質(zhì)參數(shù)在梁子湖中不同季節(jié)的分布狀況，基于ArcGIS軟件，應(yīng)用普通Kriging的最優(yōu)插值原理和方法，以梁子湖岸線為邊界，對(duì)水質(zhì)參數(shù)進(jìn)行插值，并生成水質(zhì)參數(shù)的空間分布圖，分析水質(zhì)的空間變化特征。

3 結(jié)果與分析

3.1 不同季節(jié)梁子湖水質(zhì)中TN濃度分布特征

水中的TN濃度是判斷湖泊水體富營養(yǎng)化程度的重要指標(biāo)之一。地表水中氮、磷濃度超標(biāo)時(shí)，微生物大量繁殖，浮游生物生長旺盛，水質(zhì)出現(xiàn)富營養(yǎng)化狀態(tài)[16]。通過對(duì)2012年7月、10月、12月和2013年3月4個(gè)季節(jié)研究區(qū)各采樣點(diǎn)TN濃度數(shù)據(jù)檢測結(jié)果初步分析可知，TN濃度分析結(jié)果不存在特異值。用SPSS軟件計(jì)算得到梁子湖4個(gè)季節(jié)TN濃度數(shù)據(jù)的實(shí)際變異函數(shù)值(表1)。經(jīng)過K-S檢驗(yàn)，對(duì)7月和10月數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換后顯示，7月和10月數(shù)據(jù)屬于對(duì)數(shù)正態(tài)分布，12月和次年3月數(shù)據(jù)處于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，數(shù)據(jù)符合地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析的要求，可以應(yīng)用普通Kriging法進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析。

表1 不同季節(jié)TN濃度基本統(tǒng)計(jì)類型

在ArcGIS中進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)分析，經(jīng)交叉驗(yàn)證指數(shù)模型、高斯模型、三角模型和球面模型4個(gè)常用模型，統(tǒng)計(jì)預(yù)測誤差的標(biāo)準(zhǔn)平均差、標(biāo)準(zhǔn)均方根和均方根,對(duì)比3個(gè)參數(shù)與標(biāo)準(zhǔn)值的接近程度，選取合適的半變異函數(shù)。綜合對(duì)比得出2012年7月、10月和12月指數(shù)模型，次年3月選擇高斯模型，模型可較好地反映水中TN濃度的空間結(jié)構(gòu)特征，并得到各測試月半變異函數(shù)的必要參數(shù)值。地統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果表明，7月、10月和12月指數(shù)模型得到的塊金系數(shù)為分別為5.99%，8.81%和22.25%；次年3月數(shù)據(jù)用高斯模型模擬效果較好，塊金系數(shù)為18.67%：結(jié)果均小于25%。說明4個(gè)季節(jié)數(shù)據(jù)具有強(qiáng)相關(guān)性。利用普通Kriging插值對(duì)4個(gè)季節(jié)的TN濃度進(jìn)行空間插值，并根據(jù)文獻(xiàn)[13]對(duì)地表水進(jìn)行分類，生成不同季節(jié)的TN濃度分布圖(圖2)。

他一手將昔日的小廠發(fā)展成為國家農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化重點(diǎn)企業(yè)、國家肉制品龍頭企業(yè)，不僅“重新定義了火腿腸”“開啟中國冷鮮肉時(shí)代”，更是推動(dòng)了行業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展創(chuàng)新模式，成為行業(yè)博興的中堅(jiān)力量。

注：比例尺為1∶250 000。圖2 梁子湖不同季節(jié)TN濃度分布Fig.2 TN distribution of Liangzi Lake in different seasons

由圖2可以看出，在時(shí)間上，梁子湖的TN濃度隨季節(jié)的變化而有所不同。梁子湖水體中TN濃度的年度變化特征為2012年12月>同年7月>同年10月>次年3月，即枯水期>豐水期>平水期，冬季TN濃度最高。4個(gè)季節(jié)中，秋季TN濃度最?。欢綯N濃度最大，甚至達(dá)到劣Ⅴ類。在空間上，梁子湖水體的TN濃度分布不均。夏季湖區(qū)北部出現(xiàn)TN濃度高達(dá)Ⅴ類的較大水體。冬季西南部湖區(qū)水體TN濃度加大，以Ⅴ類和劣Ⅴ類水質(zhì)為主。綜合其他季節(jié)的分析可知，TN濃度較高的地區(qū)大多分布在西部河流的入湖口附近，可能受河流水質(zhì)的影響。

3.2 不同季節(jié)梁子湖水體中TP濃度分布特征

水體中的磷是藻類生長需要的關(guān)鍵元素，磷濃度過高容易使水體出現(xiàn)異味，造成湖泊發(fā)生富營養(yǎng)化。對(duì)TP濃度的檢測數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，2013年3月存在2個(gè)異常值，將異常值用正常值的最大值代替。對(duì)更正后的數(shù)據(jù)再次進(jìn)行分析，4個(gè)季節(jié)TP濃度的總體差異較小。單樣本處理中，用SPSS軟件計(jì)算得到梁子湖4個(gè)季節(jié)TP濃度數(shù)據(jù)的實(shí)際變異函數(shù)值(表2)，對(duì)2012年7月和10月數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)變換后，顯示7月和10月數(shù)據(jù)屬于對(duì)數(shù)正態(tài)分布，12月數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，次年3月數(shù)據(jù)需經(jīng)Box-Cox變換(Box-Cox變換是統(tǒng)計(jì)建模中常用的一種數(shù)據(jù)變換，用于連續(xù)的響應(yīng)變量不滿足正態(tài)分布的情況)得到正態(tài)分布。4個(gè)季節(jié)的數(shù)據(jù)均呈正態(tài)分布，符合地統(tǒng)計(jì)學(xué)分析的要求，可以用普通Kriging進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

表2 不同季節(jié)梁子湖水體中TP濃度分布特征

在ArcGIS下進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)分析，分析過程中通過交叉驗(yàn)證得到4個(gè)常用模型預(yù)測誤差的3個(gè)參數(shù)。綜合對(duì)比得出2012年10月和12月選擇指數(shù)模型，7月和次年3月選擇高斯模型，可較好地反映水質(zhì)中TP濃度的空間結(jié)構(gòu)特征，并得到4個(gè)季節(jié)的半變異函數(shù)的必要參數(shù)值。結(jié)果表明，7月和次年3月高斯模型得到的塊金系數(shù)為20.34%和0；10月和12月用指數(shù)模型，由于塊金值為0，得到的塊金系數(shù)為0%：結(jié)果均小于25%。說明4個(gè)季節(jié)的數(shù)據(jù)具有強(qiáng)相關(guān)性。利用普通Kriging插值對(duì)4個(gè)季節(jié)的TP濃度進(jìn)行空間插值，并進(jìn)行分類，生成不同季節(jié)的TP濃度分布圖(圖3)。

注：比例尺為1∶250 000。圖3 梁子湖不同季節(jié)TP濃度分布Fig.3 TP distribution of Liangzi Lake in different seasons

由圖3可知，在時(shí)間上，一年內(nèi)梁子湖水體的TP濃度變化較小，全年TP濃度主要以Ⅱ類和Ⅲ類水質(zhì)為主，這2類水體總和占梁子湖水體總面積的80%以上。7月TP濃度明顯高于其他各測試月，這可能是因?yàn)殡S著溫度的升高，微生物的活性增強(qiáng)，好氧反應(yīng)增多，溶解氧減少，從而使氧化還原電位降低，發(fā)生了Fe3+轉(zhuǎn)化成Fe2+化學(xué)反應(yīng)，使鐵磷(PFe)得以釋放；另外微生物的活動(dòng)還可使沉積物中的有機(jī)磷轉(zhuǎn)化成無機(jī)態(tài)的磷酸鹽而得以釋放，使沉積物釋放的磷量逐漸增多[17]。因此，夏秋季節(jié)湖水的TP濃度總體上要大于冬春季節(jié)。

在空間上，梁子湖水體TP分布不均。從圖3可以看出，整體上從東到西TP濃度呈片狀依次降低。春季西梁子湖全湖和東梁子湖的大部分TP濃度均為Ⅱ類水質(zhì)，相對(duì)差一些的水質(zhì)分布在梁子湖東北部。到了夏季TP濃度升高，水質(zhì)較差的湖區(qū)明顯增加，主要集中在梁子湖東部，尤以湖口區(qū)域濃度最高。秋季TP濃度有所減輕，湖面部分湖區(qū)的TP濃度符合Ⅱ類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)。冬季全湖的TP濃度相對(duì)均勻，入湖口的水質(zhì)為Ⅲ類，大部分湖區(qū)的水質(zhì)符合Ⅱ類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)。

時(shí)間NH+4-N濃度∕(mg∕L)最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差平均值偏度峰度中位數(shù)變異系數(shù)∕%分布類型2012年7月0.95290.11070.14180.37651.63253.34680.341737.67對(duì)數(shù)正態(tài)2012年10月0.85200.11300.16020.29801.78173.59730.257053.76標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)2012年12月1.96170.32620.33330.78041.20732.03710.712542.71標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)2013年3月0.43310.13790.07830.27560.2685-0.89090.275628.40標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)

注：比例尺為1∶250 000。圖4 梁子湖不同季節(jié)濃度分布

3.4 不同季節(jié)梁子湖水質(zhì)CODMn分布特征

CODMn是反映水體中有機(jī)及無機(jī)可氧化物污染的常用指標(biāo)[19]。對(duì)CODMn分析表明，數(shù)據(jù)中不存在特異值，算術(shù)平均值和中位數(shù)差異較小，數(shù)據(jù)均符合正態(tài)分布，用SPSS軟件計(jì)算得到梁子湖4個(gè)季節(jié)的實(shí)際變異函數(shù)值(表4)，4個(gè)季節(jié)的CODMn均處于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，所有數(shù)據(jù)可以進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)分析。

表4 不同季節(jié)CODMn分布特征

在ArcGIS下進(jìn)行地統(tǒng)計(jì)分析，分析過程中通過交叉驗(yàn)證統(tǒng)計(jì)4個(gè)常用模型預(yù)測誤差的3個(gè)參數(shù)，模型較好地反映了水質(zhì)中CODMn的空間結(jié)構(gòu)特征。結(jié)果表明，7月用指數(shù)模型得到的塊金系數(shù)為0%，說明7月數(shù)據(jù)具有強(qiáng)空間相關(guān)性；10月用指數(shù)模型得到的塊金系數(shù)為27.31%；12月用指數(shù)模型得到塊金系數(shù)為34.58%；次年3月用高斯模型模擬較好，得到塊金系數(shù)為44.90%。說明這3個(gè)季節(jié)CODMn具有中等相關(guān)性。利用普通Kriging插值進(jìn)行空間插值并進(jìn)行分類，生成不同季節(jié)的CODMn分布圖(圖5)。

注：比例尺為1∶250 000。圖5 梁子湖不同季節(jié)CODMn分布Fig.5 CODMn distribution of Liangzi Lake in different seasons

由圖5可知，在時(shí)間上，冬春季節(jié)梁子湖水體中CODMn較低且較為穩(wěn)定，而夏秋季節(jié)CODMn較高且較為復(fù)雜。春季全湖基本可達(dá)到Ⅱ類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)，CODMn最大值為3.81 mg/L，最小值為2.58 mg/L，極差小，分布均勻。從春季到秋季CODMn呈上升趨勢，其與藻類等生長有關(guān)。CODMn的變化基本是夏季偏高、冬季偏低的趨勢，這主要是因?yàn)橄募緶囟壬?，微生物分解活躍。一般來說，溫度為20～30 ℃時(shí)微生物活性較強(qiáng)，武漢夏天的平均氣溫是28.7 ℃，加上夏天的光照適合，所以微生物代謝速率快，活性強(qiáng)，氧化分解有機(jī)污染物作用活躍，化學(xué)需氧量較大[20]。

在空間上，夏季CODMn高的地區(qū)主要為西梁子湖的中部和東梁子湖的中部，這可能與水生植物的數(shù)量增加有關(guān)，秋季CODMn稍有增加，且逐步擴(kuò)散，而梁子島附近的水域CODMn依然較高。冬季氣溫下降，水生植物減少，水中的需氧量降低，CODMn減少，春季又逐步回升。

4 結(jié)論

在空間上，通過克里金(Kriging)插值分析得到的水質(zhì)分布圖可以看出，梁子湖的水質(zhì)有明顯的區(qū)域性。梁子湖湖區(qū)中心的水質(zhì)較好，但東梁子湖和河流的入湖口附近水質(zhì)明顯較差。要求當(dāng)?shù)氐墓S企業(yè)注意減少含P、N、Mn等元素的廢水排放，或?qū)U水進(jìn)行相關(guān)處理后排放。

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[20] 魏星,易楊柳.武漢市某小型淺水人工湖泊水質(zhì)季節(jié)性變化研究[J].四川環(huán)境,2008,27(5):31-35. WEI X,YI Y L.Study on seasonal change of water quality of a small adlittoral artificial lake in Wuhan[J].Sichuan Environment,2008,27(5):31-35. ○

A study of spatial and temporal water quality variation in Liangzi Lake

WANG Hong1,2, YAO Junlan1, KUNG Hsiang-te3, LI Zhaohua1,2, LI Yanqiang1, MEI Xin1, CHEN Hongbing1

1.Faculty of Resource and Environmental Science, Hubei University, Wuhan 430062, China 2.Hubei Key Laboratory of Regional Development and Environmental Response, Wuhan 430062, China 3.Department of Earth Sciences, University of Memphis, Memphis 38152, USA

Liangzi Lake; water quality factors; Kriging interpolation; temporal and spatial analysis

2016-07-02

科技部科技惠民計(jì)劃項(xiàng)目(S2013GMD100042)；湖北省科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目(2015BCA294)

王紅(1975—)，女，副教授，博士，主要從事地理信息在環(huán)境領(lǐng)域的應(yīng)用及制圖表達(dá)研究，j-wanghong@163.com

*責(zé)任作者：李兆華(1964—)，男，教授,博士，主要從事水污染控制環(huán)境規(guī)劃，zli@hubu.edu.cn

X524

1674-991X(2017)02-0161-07

10.3969/j.issn.1674-991X.2017.02.024

王紅，姚君蘭，KUNG H T,等.梁子湖水環(huán)境時(shí)空變異分析[J].環(huán)境工程技術(shù)學(xué)報(bào),2017,7(2):161-167.

WANG H,YAO J L,KUNG H T,et al.A study of spatial and temporal water quality variation in Liangzi Lake[J].Journal of Environmental Engineering Technology,2017,7(2):161-167.