張伊佳，陳 星，許 欽，李慧敏，許 釗，李炳峰

(1.河海大學(xué)水文水資源學(xué)院，江蘇 南京 210098； 2.南京水利科學(xué)研究院水文水資源研究所，江蘇 南京 210029；3.中國水權(quán)交易所股份有限公司，北京 100053)

社會(huì)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展與人類活動(dòng)的影響造成我國河湖水環(huán)境惡化，水系連通狀況也隨之改變，引水改善水環(huán)境已成為提升河湖水環(huán)境的重要途徑[1-2]。通過引水促進(jìn)水系連通，一方面可加快河道水體流動(dòng)，縮短水體換水周期;另一方面也可對河道內(nèi)污染物起到稀釋作用。研究表明，引水對河網(wǎng)區(qū)各主要河道水質(zhì)均有所改善，但改善的效果存在時(shí)空異質(zhì)性[3]，水流不暢[4-5]、河道連通性[6]、點(diǎn)源面源污染等都是影響水質(zhì)改善效果的重要因素[7]；王超等[8]發(fā)現(xiàn)“引江濟(jì)太”可改善太湖流域的水環(huán)境質(zhì)量，但平原河網(wǎng)區(qū)水流流向復(fù)雜，易出現(xiàn)回流、雍水現(xiàn)象，工程調(diào)度尤為重要；何文學(xué)等[9]發(fā)現(xiàn)河流的自凈能力與水力條件密切相關(guān)，所以要合理設(shè)置調(diào)水配水方案；陳昌軍等[10]以江南水鄉(xiāng)某平原河網(wǎng)地區(qū)為例，通過各引水方案效果的比選，得出了推薦引水規(guī)模。

太湖流域下游地勢平坦、水系密集、河道比降小，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化程度高，污染嚴(yán)重，河網(wǎng)水文水動(dòng)力條件及污染來源復(fù)雜[11-12]。因此研究這一區(qū)域水質(zhì)時(shí)空變化特征，分析太浦閘引水與其下游平原河網(wǎng)區(qū)水質(zhì)時(shí)空變化規(guī)律的關(guān)系，對平原河網(wǎng)區(qū)引水調(diào)控實(shí)踐與水質(zhì)改善具有重要意義。

圖1 研究區(qū)監(jiān)測斷面分布Fig.1 Monitoring sections of study area

1 研究區(qū)概況

以受太浦閘引水影響的太湖下游河網(wǎng)為研究對象，該區(qū)域處于上海、江蘇和浙江3個(gè)省市之間，包括太浦河、吳淞江、瀏河等多條河流。研究區(qū)位于太湖流域東側(cè)，為亞熱帶季風(fēng)氣候，四季分明、熱量充裕、雨水豐沛。多年平均氣溫為15～17 ℃，多年平均降水量1 177 mm，降水年際變化明顯，年內(nèi)雨量分配不均[13]。研究區(qū)地勢平坦、河網(wǎng)密布，河流流速緩慢，水體自凈能力弱。

“引江濟(jì)太”工程自2006年起進(jìn)入長效化調(diào)水階段，其主要工程太浦閘既能調(diào)蓄太湖水位，又能引水改善下游河網(wǎng)區(qū)水質(zhì)[14]。采用研究區(qū)2007—2018年NH3-N與CODMn逐月監(jiān)測數(shù)據(jù)，選擇覆蓋研究區(qū)的29個(gè)重點(diǎn)斷面，具體為：滬蘇邊界的長村橋、南潯大橋、升羅橋、太師橋、烏橋、洛東大橋、思源大橋、圣塘橋、太平橋、北虹大橋、雙林橋、章灣圩公路橋、陶莊樞紐、金澤，浙滬邊界的金絲娘橋、東海橋、青陽匯、六里塘大橋、新風(fēng)路橋、俞匯北大橋、清涼大橋、大舜樞紐、丁柵樞紐、楓南大橋，蘇浙邊界的周莊大橋、珠砂港大橋、千燈浦閘、石浦大橋、太和大橋(圖1)。

2 研究方法

2.1 水質(zhì)評(píng)價(jià)

水質(zhì)評(píng)價(jià)方法采用單因子評(píng)價(jià)法[15]和綜合污染指數(shù)法[16]，評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行GB 3838—2002《地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》的Ⅲ類標(biāo)準(zhǔn)。

2.2 聚類分析

考慮到水質(zhì)在時(shí)間、空間上的差異性及相似性，采取應(yīng)用較為廣泛的層次聚類分析法[17]。首先對原始數(shù)據(jù)使用Z-score方法進(jìn)行變換，以消除量綱影響；以Seuclidean距離度量樣本之間的距離，運(yùn)用Ward算法生成具有層次結(jié)構(gòu)的聚類樹；按照監(jiān)測時(shí)間和監(jiān)測斷面的地理位置進(jìn)行分類，進(jìn)而分析研究區(qū)水質(zhì)的時(shí)空變化特征。

2.3 相關(guān)性分析

采用Pearson相關(guān)系數(shù)描述2個(gè)定距變量間聯(lián)系的緊密程度，用于度量兩個(gè)變量X和Y之間的相關(guān)性，樣本的相關(guān)系數(shù)用r表示。r>0表明兩個(gè)變量正相關(guān)，r<0表明兩個(gè)變量負(fù)相關(guān)，r值介于-1與1之間，絕對值越大表明相關(guān)性越強(qiáng)[18]。在實(shí)際分析中，r大都利用樣本數(shù)據(jù)計(jì)算，帶有一定的隨機(jī)性，因此需要對相關(guān)關(guān)系的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。相關(guān)關(guān)系的顯著性采用t檢驗(yàn)，計(jì)算t檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量和對應(yīng)的概率P值。當(dāng)P<0.05時(shí)，拒絕零假設(shè)，說明兩變量之間存在著顯著的線性相關(guān)關(guān)系；當(dāng)P≥0.05時(shí)，接受零假設(shè)，表明兩變量間不存在線性相關(guān)關(guān)系。

2.4 單因素方差分析

在引水改善水質(zhì)過程中，考慮到不同引水量對水質(zhì)改善程度的差異性及相似性，采用方差分析的方法對各評(píng)價(jià)指標(biāo)在不同引水量區(qū)間上的顯著差異性檢驗(yàn)，以判斷是否存在顯著差異[19]。本文的控制變量是引水量，屬于單因素方差分析，顯著性檢驗(yàn)公式為

(1)

式中：n為樣本數(shù)；B為組間離差平方和矩陣；W為組內(nèi)離差平方和矩陣；p為向量維數(shù)；m為水平數(shù)。Λ統(tǒng)計(jì)量服從自由度為(p，n-m，m-1)的Λ分布，當(dāng)λ2/n值大于顯著水平α?xí)r，則表明在該控制變量下不同水平各總體均值不存在顯著性差異，反之，則

存在顯著性差異。

事后多重比較采用LSD(least significant difference)法，用t檢驗(yàn)完成各組均數(shù)間的比較，故比較適合于一對平均數(shù)間的比較，或多個(gè)平均數(shù)都與對照組平均數(shù)比較。

3 結(jié)果與分析

3.1 水質(zhì)指標(biāo)時(shí)間變化特征

3.1.1年際變化

根據(jù)2007—2018年研究區(qū)29個(gè)斷面的NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度逐月監(jiān)測數(shù)據(jù)，計(jì)算各年NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、Ⅲ類超標(biāo)倍數(shù)和超標(biāo)率，結(jié)果見表1，各類標(biāo)準(zhǔn)所占比例見圖2。2007—2018年研究區(qū)水體NH3-N質(zhì)量濃度降低65%，CODMn質(zhì)量濃度降低32%，且標(biāo)準(zhǔn)差、Ⅲ類超標(biāo)倍數(shù)均逐漸變小，水質(zhì)波動(dòng)明顯減弱。2007年研究區(qū)NH3-N質(zhì)量濃度大部分為Ⅳ類、Ⅴ類甚至劣Ⅴ類，CODMn污染水平相對于NH3-N較輕，大部分為Ⅳ類；至2018年，NH3-N質(zhì)量濃度Ⅲ類達(dá)標(biāo)率達(dá)78.7%，CODMn質(zhì)量濃度Ⅲ類達(dá)標(biāo)率高達(dá)90.5%。

表1 2007—2018年NH3-N和CODMn污染特征Table 1 Water quality characteristicsof NH3-N and CODMn from 2007 to 2018

(a) NH3-N (b) CODMn圖2 2007—2018年NH3-N和CODMn水質(zhì)類別占比Fig.2 NH3-N and CODMn water quality category ratio from 2007 to 2018

計(jì)算研究區(qū)2007—2018年各監(jiān)測斷面逐月綜合污染指數(shù)，根據(jù)系統(tǒng)聚類計(jì)算結(jié)果提取各階段數(shù)據(jù)所屬年份占比，可知研究區(qū)水質(zhì)變化可以分為2個(gè)階段，第1階段88個(gè)數(shù)據(jù)，第2階段40個(gè)數(shù)據(jù)。第1階段中2007—2014年的數(shù)據(jù)占90.9%，2015—2018年的數(shù)據(jù)占9.1%，研究區(qū)水體平均綜合污染指數(shù)達(dá)1.36，整體處于超標(biāo)狀態(tài)，其中NH3-N質(zhì)量濃度超標(biāo)1.62倍，CODMn質(zhì)量濃度超標(biāo)1.05倍；第2階段中2007—2014年的數(shù)據(jù)占30%，2015—2018年的數(shù)據(jù)占70%，研究區(qū)水體平均綜合污染指數(shù)為0.82，NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度均達(dá)到地表水Ⅲ類標(biāo)準(zhǔn)。2015—2018年的逐年綜合污染指數(shù)分別為0.97、0.82、0.77、0.72，流域水質(zhì)整體轉(zhuǎn)好。

3.1.2年內(nèi)分布

根據(jù)時(shí)間聚類分析結(jié)果，分別計(jì)算2007—2014年與2015—2018年各斷面NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度月均值，見圖3?？梢钥闯觯琋H3-N質(zhì)量濃度在2007—2014年的汛期(5—9月)呈現(xiàn)明顯的下降趨勢，汛期結(jié)束后逐漸升高；2015—2018年NH3-N質(zhì)量濃度年內(nèi)變化趨于平緩。CODMn質(zhì)量濃度在2007—2014年的汛期有較弱的增加趨勢；2015—2018年CODMn質(zhì)量濃度年內(nèi)變化趨于平緩。

(a) NH3-N

(b) CODMn圖3 NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度月均值年內(nèi)分布Fig.3 Annual distribution of mean concentrationof NH3-N and CODMn

3.2 水質(zhì)指標(biāo)空間分布特征

根據(jù)時(shí)間聚類分析結(jié)果，分別計(jì)算2007—2014年與2015—2018年各斷面NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度的平均值(表2)。NH3-N質(zhì)量濃度基本呈現(xiàn)從西至東逐漸升高的趨勢，CODMn質(zhì)量濃度在太湖出湖區(qū)較高，隨后呈現(xiàn)從西至東升高的趨勢。分析研究區(qū)各斷面綜合污染指數(shù)空間分布情況，根據(jù)空間聚類結(jié)果及空間位置將研究區(qū)監(jiān)測斷面分為6類，結(jié)果見圖4。由圖4可見，流域水質(zhì)情況具有明顯的空間分布特征，位于太浦河上受太浦閘引水直接影響的A類斷面是研究區(qū)最優(yōu)水質(zhì)區(qū)域，說明引水對水質(zhì)改善顯著；水質(zhì)較優(yōu)的A類、B類斷面受太湖優(yōu)質(zhì)來水影響，主要集中于研究區(qū)西側(cè)；水質(zhì)較差的C類、D類、E類、F類斷面集中于研究區(qū)東側(cè)，其中D類、E類位于嘉興市，該區(qū)域河道水面坡降小，部分河道還受潮沙頂托，排水不暢，污染物易累積，水體置換周期長[20]；C類、F類斷面毗鄰昆山市、太倉市和上海市，該區(qū)域人口密度大，水資源開發(fā)強(qiáng)度大，受工業(yè)廢水和生活污水排放的雙重影響，水體污染較嚴(yán)重[21]。

表2 各斷面NH3-N與CODMn質(zhì)量濃度平均值Table 2 Average value of NH3-N and CODMnconcentration in each section (單位：mg/L)

圖4 斷面分類Fig.4 Classification of Sections

3.3 水質(zhì)指標(biāo)對引水的響應(yīng)規(guī)律

3.3.1太浦閘引水量變化規(guī)律

根據(jù)2007—2018年太浦閘引水量逐月監(jiān)測數(shù)據(jù)，計(jì)算各年引水量月平均值及各年相同月份平均值，結(jié)果如圖5所示。由圖5可見，引水量受降水、水質(zhì)、工程調(diào)度等不同情況影響，年際變化較大，范圍在6.72億～36.60億m3間波動(dòng)。2014年開始，“引江濟(jì)太”工程進(jìn)入擴(kuò)大調(diào)水階段，引水量逐年上升。引水量的年內(nèi)分布變化明顯，引水主要集中在降水量偏少的春季與水環(huán)境問題突出的夏季。

(a) 年際分布

(b) 年內(nèi)分布圖5 太浦閘引水量年際和年內(nèi)分布Fig.5 Annual and monthly distribution ofwater diversion in Taipu Gate

3.3.2水質(zhì)指標(biāo)與引水量的相關(guān)性

針對3.2節(jié)劃分的6類斷面，將引水時(shí)段分為汛期(5—9月)與非汛期(10月至次年4月)，對各類斷面NH3-N與CODMn平均質(zhì)量濃度與引水量進(jìn)行Pearson相關(guān)性分析。結(jié)果表明，汛期引水量與研究區(qū)水質(zhì)變化雖然呈負(fù)相關(guān)趨勢(r<0)，但無顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。非汛期引水量與水質(zhì)指標(biāo)負(fù)相關(guān)關(guān)系明顯：對于NH3-N質(zhì)量濃度的變化，引水量與C類斷面在顯著性水平0.05級(jí)別相關(guān)性顯著，Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.297，顯著性水平為0.013；對于CODMn質(zhì)量濃度變化，引水量與A、B類斷面在0.05級(jí)別相關(guān)性顯著，Pearson相關(guān)系數(shù)分別為-0.261、-0.306，顯著性水平分別為0.032、0.011，與E類斷面在顯著性水平0.01級(jí)別相關(guān)性顯著，Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.383，顯著性水平為0.001。距離引水口較近的C類斷面NH3-N的質(zhì)量濃度對引水量變化有較強(qiáng)響應(yīng)，隨著流程增加，NH3-N質(zhì)量濃度與引水量相關(guān)性減弱；說明隨著引水距離增加，加之沿程污染物匯入，引水對污染物的稀釋降解效果減弱。CODMn質(zhì)量濃度對引水的響應(yīng)更為敏感，與引水量呈顯著負(fù)相關(guān)的斷面分布更廣；說明引水促進(jìn)污染物稀釋，增加河道溶解氧含量，加快了CODMn的降解。距離引水口較遠(yuǎn)的E類斷面在引水前CODMn質(zhì)量濃度較高，因此引水對其改善效果也較為顯著。2016年太湖流域降水量達(dá) 1 792.4 mm，較常年偏多46%，作為特殊年份分析。2016年汛期無引水，非汛期引水與各類斷面的水質(zhì)指標(biāo)均無明顯相關(guān)性；說明降水量增大造成研究區(qū)水量增加，由此削弱了引水的水質(zhì)改善效果。

3.3.3引水距離對水質(zhì)改善的影響

計(jì)算各斷面引水距離，分析不同年份引水距離與綜合污染指數(shù)的關(guān)系，選取變化較明顯的2007、2014、2018年為示例，如圖6所示。可以看出引水距離越長，綜合污染指數(shù)越大，表明引水距離對水質(zhì)的改善有較大影響。不同引水距離下綜合污染指數(shù)的變化趨勢逐年減緩，且不斷降低，說明隨著水質(zhì)的好轉(zhuǎn)，引水距離的影響趨于弱化。隨著水量調(diào)度的不斷完善以及流域水環(huán)境治理工作的推進(jìn)[22]，引水可影響的范圍逐漸擴(kuò)大，斷面達(dá)標(biāo)率從2007年的45%增長到2018年的90%，達(dá)標(biāo)斷面平均引水距離從43.07 km擴(kuò)大至52.66 km，研究區(qū)水質(zhì)改善效果顯著。

(a) 2007年 (b) 2014年 (c) 2018年圖6 部分年份引水距離與綜合污染指數(shù)關(guān)系Fig.6 Relationship between water diversion distance and comprehensive pollution index in some years

3.3.4引水量對水質(zhì)改善的影響

由3.3.2節(jié)可知，非汛期引水量與各類斷面水質(zhì)指標(biāo)均有負(fù)相關(guān)關(guān)系，進(jìn)一步對影響水質(zhì)改善的引水量范圍進(jìn)行定量分析。根據(jù)引水量分布，將 0～0.5億m3記為1級(jí)、0.5億～1.0億m3記為2級(jí)、1.0億～1.5億m3記為3級(jí)、1.5億～2.0億m3記為4級(jí)、2.0億～2.5億m3記為5級(jí)、2.5億～3.5億m3記為6級(jí)、3.5億～7.0億m3記為7級(jí)。采用單因素方差分析法，對各類斷面的NH3-N、CODMn質(zhì)量濃度進(jìn)行分析，研究其在不同引水量區(qū)間上的顯著差異性，并通過事后LSD多重比較得出水質(zhì)指標(biāo)存在差異的引水量區(qū)間。

對于NH3-N質(zhì)量濃度的方差齊次性檢驗(yàn)可知各斷面方差均具有齊次性(P>0.05)，可進(jìn)行下一步分析。由方差分析可知，A、C、F類斷面分別在94.8%、93.1%、93.6%的概率下存在不同引水量區(qū)間下的顯著性差異，對這3類斷面的NH3-N質(zhì)量濃度進(jìn)行LSD事后多重比較，結(jié)果見表3。A類斷面的2～6級(jí)引水量之間、C類斷面的3級(jí)與4級(jí)、7級(jí)引水量之間、F類斷面的2級(jí)、3級(jí)與5級(jí)引水量之間對應(yīng)的NH3-N質(zhì)量濃度存在95%以上的顯著差異。圖7為A、C、F類斷面各級(jí)引水量下NH3-N質(zhì)量濃度平均值，可以看出，A、C類斷面4級(jí)引水量為最大效率點(diǎn)，F(xiàn)類斷面5級(jí)引水量為最大效率點(diǎn)、4級(jí)引水量為次最大效率點(diǎn)。

表3 NH3-N質(zhì)量濃度LSD事后多重比較結(jié)果Table 3 LSD-t of NH3-N concentration

對CODMn質(zhì)量濃度進(jìn)行方差齊次性檢驗(yàn)，可知各斷面方差均具有齊次性(P>0.05)，可進(jìn)行下一步分析。由方差分析得到E類斷面在99.4%的概率下存在不同引水量區(qū)間下的顯著性差異，對其CODMn質(zhì)量濃度進(jìn)行LSD事后多重比較，結(jié)果見表4。E類斷面的2～7級(jí)引水量對應(yīng)的CODMn質(zhì)量濃度均存在95%以上的顯著性差異。圖8為E類斷面各級(jí)引水量下CODMn質(zhì)量濃度平均值，可以看出，從2級(jí)引水量開始，水質(zhì)有很大提升；從5級(jí)引水量開始，CODMn達(dá)到地表水Ⅲ類標(biāo)準(zhǔn)值。

圖7 A、C、E類斷面各級(jí)引水量下NH3-N質(zhì)量濃度平均值Fig.7 Mean value of NH3-N concentration of sectionA、C、E under the value of water diversion

表4 CODMn質(zhì)量濃度LSD事后多重比較結(jié)果Table 4 LSD-t of CODMn concentration

圖8 E類斷面各級(jí)引水量下CODMn質(zhì)量濃度平均值Fig.8 Mean value of CODMn concentration ofsection E under the value of water diversion

改善NH3-N質(zhì)量濃度的最大效率引水量是4級(jí)，次大效率引水量為5級(jí)；CODMn質(zhì)量濃度在引水量達(dá)到5級(jí)以后達(dá)標(biāo)并有明顯改善。綜合兩類水質(zhì)指標(biāo)，引水量為5級(jí)(2.0億～2.5億m3)時(shí)，水質(zhì)改善效果相對最優(yōu)。

4 結(jié) 論

a. 研究區(qū)水質(zhì)變化有明顯的時(shí)空差異性，總體水質(zhì)改善明顯，波動(dòng)顯著減弱。在時(shí)間上可分為2個(gè)階段，第1階段為2007—2014年，研究區(qū)水質(zhì)較差；第2階段為2015—2018年，研究區(qū)水質(zhì)整體逐年轉(zhuǎn)好，年內(nèi)不同水質(zhì)指標(biāo)變化趨勢不同?？臻g上整體呈現(xiàn)從西至東污染物濃度逐漸升高的趨勢，CODMn質(zhì)量濃度在太湖出湖區(qū)明顯偏高，位于太浦河上游太浦閘引水直接影響的A類斷面是研究區(qū)最優(yōu)水質(zhì)區(qū)域。

b. 引水對不同水質(zhì)指標(biāo)改善情況不同。NH3-N 質(zhì)量濃度與引水量相關(guān)性隨流程增加明顯減弱；CODMn質(zhì)量濃度對引水的響應(yīng)更為敏感，引水對其的改善范圍更廣。引水距離對水質(zhì)改善情況有較大影響，引水距離越長，綜合污染指數(shù)越大，水質(zhì)改善效果越差。近年來隨著水量調(diào)度的不斷完善以及流域水環(huán)境治理工作的推進(jìn)，引水可影響的范圍逐漸擴(kuò)大。

c. 根據(jù)單因素方差分析得出改善NH3-N質(zhì)量濃度的最大效率引水量是4級(jí)(1.5億～2.0億m3)，CODMn質(zhì)量濃度在引水量達(dá)到5級(jí)以后達(dá)標(biāo)并有明顯改善。綜合兩類水質(zhì)指標(biāo)得出，引水量為5級(jí)(2.0億～2.5億m3)時(shí)，水質(zhì)改善效果最優(yōu)。