柴河水库水质演变趋势分析

柴河水库水质演变趋势分析

张茹1，宓永宁*，陈默

（1沈阳农业大学，辽宁沈阳110161）

摘要：本文采用季节性肯达尔检验法，对柴河水库2001~2005年间的水质变化趋势进行了分析。结果表明，柴河水库总磷、总氮呈上升趋势，石油类虽超标，但呈逐年下降趋势，其他监测项目均无明显的趋势变化，柴河水库主要污染物为氮磷。

关键词：柴河水库；季节性肯达尔检验；水质；趋势分析

Analysis of change tendency of Chai river reservior water quality

Abstract：This article analyses the change tendency of Chai river reservior water quality by the seasonal Kendall test measure during 2001~2005. The result indicated that TP and TN had upward trend, the oil exceeded standard but was decreasing year by year. The other monitor projects of Chai river reservior have not obvious tendency change. The main pollutant of Chai river reservior is TP and TN.

Key words：Chai river reservior；seasonal Kendall test measure；water quality；tendency analysis

柴河水库位于辽河左侧支流柴河下游，坝址位于铁岭县熊官屯大白梨沟村，距铁岭城市12km。水库控制流域面积1355km2，占柴河流域的90%，是一座以防洪、灌溉为主，结合发电、养鱼综合利用的大Ⅱ型水利枢纽工程，1993年后增加了工业和城市供水功能。坝型为粘土心墙砂壳坝，初设时坝高为39.7m，坝顶长960m，坝顶宽6m，最高洪水位为114.1m，水库最大库容为5.65亿m3，正常库容3.57亿m3[1]。

1 柴河水库水质现状

柴河水库“十五”期间水体呈偏碱性，pH值在7.1~9.1之间，BOD5、NH3-N、挥发酚、砷化物、汞、铅、氰化物、镉、六价铬五年均值符合II类地表水标准。DO含量在3.2mg/L~14.1mg/L，五年的平均值为8.6mg/L，高于I类地表水标准(7.5mg/L)，说明柴河水库水体有较强的溶氧能力。石油类五年平均值为0.11mg/L，超出标准值1.2倍并呈逐年下降趋势。TN的波动范围为0.02mg/L~2.52mg/L，浓度超标并呈逐年增长的趋势。TP的波动范围为0.01mg/L~ 0.084mg/L，浓度超标并

作者简介：张茹(1983—)，女，辽宁丹东人，硕士研究生。*通讯作者：:宓永宁(1959—)，男，教授，博士，主要从事岩土工程材料与水环境方面的教学与科研工作。

也呈逐年增长的趋势，柴河水库氮磷超标主要是有机污染所致[2]。因此，柴河水库水质属于氮磷超标的轻度富营养化程度。

2 水质分析方法[3]

运用季节性肯达尔检验的统计量可判断水质趋势的升降，还可运用与检验相伴随的季节性肯达尔检验的斜率估计方法，对水质变化趋势的大小进行定量分析。此外，为了判断水质趋势是否是由河流流量变化引起，还需进行流量调节浓度的检验，通过浓度与流量的相关即可体现污染物来源于面源还是点源。

2.1 季节性肯达尔检验

季节性肯达尔检验的原理是将历年相同月（季）的水质资料进行比较，如果后面的值（时间上）高于前面的值记为“+”号，低于则记作“－”号。如果正号个数比负号多，则可能为上升趋势；如果负号个数比正号多，则可能为下降趋势。如果水质资料不存在上升或下降趋势，则正、负号的个数分别为50%。

众所周知，河流流量具有一年一度的周期性变化，河流水质组分浓度大多受流量的周期性变化的影响，因此，将汛期与非汛期的水质资料进行比较缺乏可比性。季节性肯达尔检验定义为水质资料在历年相同月份间的比较，这避免了季节性的影响；同时，由于数据比较只考虑数据相对排列而不考虑其大小，故能避免水质资料中常见的漏测值问题，也使奇异值对水质趋势分析影响降到最低限度。

对于季节性肯达尔检验来说。零假设H 0为随机变量与时间独立，假定全年12月具有相同的概率分布。

设有n 年p 月的水质资料观测序列X 为：

⎢

⎢⎢⎢

⎣⎡⋯=12111n x x x X 22212n x x x ⋯

⋯⋯⋯⋯ ⎥⎥⎥⎥⎥⎦

⎤

⋯np p p x x x 21

式中，11x ，…，np x 为月水质浓度观测值。

趋势检验的显著水平α为：

dt

e

z

t ⎰∞

-=

22

122π

α

其中

z=[][]

⎪⎪⎪⎩⎪⎪⎪⎨⎧+=-0)(1

000)(1

2

121

＜，当当，＞，当S S Var S S S S Var S 而且 ∑

=+-=

p

i i i i n n n S Var 1

18

)

52)(1()(

当n 年水质系列有t 个数相同时，同样有：

18

)

52)(1(18

)

52)(1()(1

∑∑

+--

+-=

=t

p

i i i i t t t n n n S Var

正负号之和：∑==

p

i i

S

S 1

)1()

(11

n j k x x

G S i

n k n

k j ik ij

i ≤≤-=

∑∑-=+=＜

式中，i n 为第i 月内水质系列中非漏测值个数；

i S 为第i 月内水质系列相比较（后面的数与前面的数之差）的正负号之和；

⎪

⎩⎪

⎨⎧-=-，

，，101)(ik ij x x G 0)(0)(0

)(＜当当＞当ik ij ik ij ik ij x x x x x x -=--

趋势升降定性判断，取显著性水平α为0.1和0.01。（1）判断有无趋势变化。当2αZ Z ≤，则接受零假设，认为水质没有趋势变化。（2）判断其上升或下降的显著性。当01.0≤α时，说明检验具有高度显著性水平；当1.001.0≤<α时，说明检验是显著的；当α计算结果满足上述两条件情况下，如果S 为正时说明具有显著上升趋势；如果S 为负时则说明具有显著下降趋势，当S 为零时则无趋势。

2.2 季节性肯达尔斜率估计

除验证显示水质升、降趋势的时间序列外，还要对其趋势的大小进行估计。选择某一坡度（斜率）来表示水质升、降趋势的大小。为了避免奇异点对水质趋势的影响，采用水质系列中所用被比较的两数的差值除以两数相差的年数的商的中值作为趋势斜率估计值。这个斜率估计值只说明未来水质浓度变化的年平均情况。