主因子分析法在東江湖水質(zhì)評價中的應(yīng)用

陳榮, 李雄華

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主因子分析法在東江湖水質(zhì)評價中的應(yīng)用

陳榮, 李雄華

(中南林業(yè)科技大學(xué)生命科學(xué)與技術(shù)學(xué)院, 湖南長沙, 410014)

為了科學(xué)地評價東江湖水質(zhì), 選取了東江湖10個常規(guī)斷面, 根據(jù)11個水質(zhì)指標進行評價。利用主因子分析模型分析了污染成因, 并與單因子指數(shù)法、平均綜合評價法得到的結(jié)果進行了比較。研究結(jié)果表明: 10個斷面水質(zhì)均達到國家地表水Ⅲ類標準, 其中小東江、頭山、白廊3處水質(zhì)狀況最好; 在兩個季度中,1和3均在黃草鎮(zhèn)燕子排斷面出現(xiàn)最高點,2最高點出現(xiàn)在高龍村滁口。東江湖總體水質(zhì)良好, 但碼頭、黃草鎮(zhèn)燕子排和高龍村滁口斷面比其他斷面水質(zhì)差, 需采取有效防控措施。

主因子分析法;東江湖;水質(zhì)評價

不同的水質(zhì)指標所組成的復(fù)雜體系構(gòu)成了水質(zhì)評價系統(tǒng), 每個指標都從不同的方面反映水體質(zhì)量, 指標之間具有一定的相關(guān)性, 水質(zhì)評價就是依據(jù)這些水質(zhì)指標對水質(zhì)進行現(xiàn)狀評價。Jacobs H L[1]提出了水質(zhì)評價的質(zhì)量指數(shù)法(WQI), 標志著水質(zhì)現(xiàn)狀評價工作的開端, 水質(zhì)評價歷經(jīng)了幾十年的發(fā)展, 已有幾十種評價方法, 主要包括單因子評價法、污染指數(shù)法、模糊評價法、灰色評價法、物元分析法、神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)法、主因子分析法等[2–7]。主因子分析法是利用降維的方法, 將多個指標變量因子納入同一個系統(tǒng)從而轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個綜合指標因子進行定量研究且較完善的多元統(tǒng)計分析方法[8–9]。

東江湖是國家“六五”重點能源工程——東江水電站的蓄水水庫, 也是湖南省重要的水源地, 因此很有必要對東江湖水質(zhì)進行科學(xué)評價。本文首先采用主因子分析法確定綜合指標因子, 對東江湖的10個斷面進行分析評價, 再通過與單因子分析法和平均綜合評價法得到的結(jié)果進行比較, 分析污染成因, 以期對東江湖水環(huán)境保護提供科學(xué)依據(jù)。

1 研究對象與樣品采集

東江湖位于資興市南部, 是湘江一級支流耒水上游的一座大型水庫, 流域面積4719 km2, 占耒水流域總面積的39.6%, 湖面面積160 km2, 總庫容9.74 × 109m3, 正常蓄水量8.12 × 109m3。流域內(nèi)52個鄉(xiāng)鎮(zhèn)(其中資興14個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、汝城18個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、桂東17個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、宜章3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)), 總共60.41萬人, 素有“湘南洞庭”之美稱[10]。東江湖水位海拔為280 m, 比長沙海拔高230 m, 湖水可自流至長沙。充分利用東江湖優(yōu)質(zhì)潔凈的水資源, 向長沙、株洲、湘潭、衡陽、郴州5市13個縣(市)提供優(yōu)質(zhì)飲用水, 可以讓1 300萬人受益[11]。根據(jù)東江湖流域的水文狀況和主體功能區(qū)的設(shè)置, 郴州市環(huán)保監(jiān)測站在東江湖設(shè)了13個常規(guī)監(jiān)測斷面。本研究在2014年3月以及6月的枯水期進行采樣, 選取東江湖區(qū)域的10個監(jiān)測斷面, 分別是清江大垅、碼頭、湖體水流右側(cè)庫岔、坪石庫岔、黃草鎮(zhèn)燕子排、高龍村滁口、東坪、小東江、白廊、頭山。涉及常規(guī)水質(zhì)監(jiān)測指標共11項, 分別是溫度、pH值、溶解氧(O)、高錳酸鉀指數(shù)、5日生化需氧量(BOD5)、氨氮、總氮、砷、氟化物、銅、糞大腸菌群個數(shù)。水樣采集按照《地表水和污水檢測技術(shù)規(guī)范》和《水質(zhì)分析方法國家標準匯編》的相關(guān)規(guī)范進行。

2 研究方法

主因子分析法是一種定量的方法, 通過將一組相關(guān)的變量轉(zhuǎn)換成一組不相關(guān)的變量, 再根據(jù)方差遞減的順序排列, 最大方差的因子成為第一主成分, 并根據(jù)此邏輯依次類推, 最后一個主因子方差最小, 并且與之前的主因子都不相關(guān)[12–14]。例如,個水樣監(jiān)測了個因子變量, 則形成了一個×階矩陣, 由于變量之間存在無量綱的影響, 因此需要將矩陣標準化。標準化的關(guān)系式為=-E/δ, 其中E是的期望值, δ是的標準差。標準化后形成新的矩陣, 即的標準化矩陣。通過特征方程|-| = 0計算矩陣的特征值和特征向量, 從而確定各個因子所起作用的大小。通過計算因子貢獻率和累積貢獻率, 確定公因子個數(shù)。因子貢獻率體現(xiàn)的是每個因子的變異程度占所有因子變異程度的百分比。主因子評價主要通過因子模型確定主因子得分, 并通過得分結(jié)果確定污染程度。其模型為:1=111+122+ ··· +1px;2=211+222+ ··· +2px; ··· ;F=a11+a22+ ··· +ax。綜合得分的計算公式為= (11+22+ ··· +FC)/。其中:F為不同主因子的得分;a為第個主因子的第項指標的得分系數(shù);為水質(zhì)指標數(shù);x為不同水質(zhì)指標標準化后的數(shù)據(jù);C為第個主因子的旋轉(zhuǎn)后方差百分比;為個主因子的累積方差百分比;為斷面的綜合得分。

單因子指數(shù)法是通過實測指標濃度與《地表水環(huán)境質(zhì)量標準》(GB3838-2002)規(guī)定的標準值之間的比值, 從而確定水質(zhì)是否達標的一種方法。綜合污染指數(shù)法則是在單因子指數(shù)的基礎(chǔ)上, 將多個單因子指數(shù)求平均值評價水質(zhì)的方法。

單因子指數(shù)公式為P=C/si。其中:P為第項指標指數(shù);C,si分別表示第項污染物的實測濃度和標準濃度。

pH的指數(shù)計算公式為pH= 7.0-pH/7.0-pHsi, pH< 7.0, pHsi= 6.5;pH= pH-7.0/ pHsi-7.0, pH≥ 7.0, pHsi= 8.5。其中, pH和pHsi分別為pH的實測值和標準值。

溶解氧(O)的指數(shù)計算公式:= |Of-Oi|/(Of-Osi),Oi≥Osi;= 10-9O/Osi,Oi≤Osi;Of= 468/(31.6 +)。其中:Of為飽和溶解氧濃度;O,Osi分別為溶解氧的實測值和標準值。

平均綜合評價指數(shù)是通過平均加權(quán)單因子的污染指數(shù), 是確定污染程度的一種方法, 其計算公式為WQ=。其中,為第項水質(zhì)指標的單因子指數(shù),為水質(zhì)指標的個數(shù)。

3 結(jié)果與分析

原始數(shù)據(jù)存在量綱和數(shù)量級的影響, 用SPSS 19.0軟件將2014年6月的試驗數(shù)據(jù)按照標準化公式進行標準化, 標準化數(shù)據(jù)見表1。對標準化后的數(shù)據(jù)進行相關(guān)性分析, 得出相關(guān)系數(shù)矩陣[15]。從相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出, 絕大部分數(shù)據(jù)的絕對值大于0.3, 表明指標之間存在較大的相關(guān)性, 因此適合采用主因子分析法進行分析。

表1 東江湖各指標的標準化數(shù)據(jù)表

用SPSS軟件計算標準化矩陣的特征值和方差百分比, 采用方差最大化直角旋轉(zhuǎn)法, 使具有載荷較大因子的變量個數(shù)降到最少。由表2可知, 前3種主因子反映了總方差的83.619%, 因此前3種主因子足以代表所有因子反映水質(zhì)狀況。

表2 旋轉(zhuǎn)矩陣及得分系數(shù)矩陣

由主成份載荷矩陣可知, 其中1占總方差的46.241%, 旋轉(zhuǎn)后占40.757%。與1密切相關(guān)的是水溫、溶解氧、高錳酸鉀、BOD5、糞大腸菌群。這些關(guān)系的絕對值均超過75%, 說明與1存在較大的相關(guān)性(表2), 其中最相關(guān)的是BOD5, 為0.972, 說明水中含有的有機污染物比較多, 由于水體中消解有機物需要消耗水中的溶解氧, 因此溶解氧的百分比為負數(shù)。2占總方差的25.402%, 與2相關(guān)的有pH、氨氮、總氮, 其中總氮為0.940, 氨氮為0.839, 說明與2相關(guān)的主要為氨氮營養(yǎng)鹽。

由主因子成因分析可知, 形成1、2相關(guān)的好氧有機物和氨氮營養(yǎng)鹽污染物主要來自城鎮(zhèn)生活污水、農(nóng)業(yè)污染和漁業(yè)污染。由于污水處理廠處理能力嚴重不夠, 因此一部分生活用水也會直接排放至水體中, 城鎮(zhèn)生活垃圾隨便亂丟的現(xiàn)象也比較嚴重, 直接導(dǎo)致有機物污染增加。農(nóng)業(yè)污染源主要是農(nóng)村生活污水排放、畜禽養(yǎng)殖和農(nóng)田徑流, 農(nóng)業(yè)集中區(qū)大部分都集中在二級飲用水源保護區(qū)區(qū)域, 這些污染源大部分都是直接排放至湖體, 直接造成水體中有機物和營養(yǎng)物質(zhì)的增加。漁業(yè)污染源主要是指通過網(wǎng)箱養(yǎng)魚, 向水體投入相當(dāng)數(shù)量的魚飼料, 會一定程度地影響水體環(huán)境。目前, 東江湖有養(yǎng)魚網(wǎng)箱13 000口, 主要集中于二級飲用水源保護區(qū)域。旅游污染物主要排放在東江大壩、兜率巖景區(qū)、黃草景區(qū)和白廊景區(qū), 即東江湖二級飲用水源保護區(qū)域和東江湖一級飲用水源保護區(qū)域。

3占總方差的17.459%, 與3相關(guān)的是氟化物、砷和銅, 其中砷為0.900, 說明與3相關(guān)的為有毒有害物質(zhì), 主要是工業(yè)污染源。工業(yè)企業(yè)發(fā)展造成的環(huán)境問題主要是庫區(qū)上游個別礦區(qū)非法采選礦十分猖獗。這些非法小型采選礦企業(yè)一般未建尾砂壩, 采選礦廢水未經(jīng)處理直接排放, 導(dǎo)致部分河段水質(zhì)變差。礦山開采造成植被破壞, 產(chǎn)生局部較為嚴重的水土流失。

將斷面每個季度的標準化數(shù)據(jù)和得分系數(shù)矩陣代入2個主因子得分公式中, 計算2個主因子的得分, 說明了不同污染物在每個季度水體的貢獻程度, 計算結(jié)果見表3。

表3 主因子得分表

由表3可知,1的得分在一季度和二季度表現(xiàn)出相同的變化趨勢, 小東江、白廊、頭山的污染程度最低, 水質(zhì)狀況比較好, 這與這3個斷面為飲用水源一級保護區(qū)有關(guān), 其相關(guān)的環(huán)境標準及管理相對嚴格。一季度1得分最高出現(xiàn)在為0.85, 而二季度的得分為0.626, 說明該斷面(黃草鎮(zhèn)燕子排)受第一主因子相關(guān)的有機污染物污染。一季度和二季度的2都在高龍村滁口斷面出現(xiàn)最高點, 分別是0.782和0.704, 說明這個斷面受氨氮營養(yǎng)鹽的污染相對較重。3在一季度和二季度的得分最高點都出現(xiàn)在黃草鎮(zhèn)燕子排, 分別為0.552和1.096, 說明該斷面受有毒有害物質(zhì)的污染比較多。從2個季度綜合得分值可以得到各個斷面主因子綜合得分。總體來說, 小東江、白廊和頭山的污染程度最低, 主要原因是小東江、白廊和頭山是根據(jù)《東江湖流域水污染規(guī)劃分區(qū)體系》的規(guī)劃, 作為郴州市重要的水源保護地, 在此區(qū)域水質(zhì)指標控制比較嚴。而碼頭、湖體水流右側(cè)庫岔、黃草鎮(zhèn)燕子排和高龍村滁口存在一定的污染, 其中黃草燕子排和高龍村滁口污染最重。原因可能是這2個斷面處于浙水下游, 上游區(qū)域生活污水、農(nóng)業(yè)污染源比較多, 并且大部分直排入水體中, 另外上游區(qū)域也存在很多工業(yè)企業(yè)和礦產(chǎn)企業(yè), 加重了有毒有害物質(zhì)的污染。

4 單因子評價及平均綜合指數(shù)評價

根據(jù)國家地表水標準的要求, 東江湖屬于二級飲用水源保護區(qū), 應(yīng)符合國家地表水Ⅲ類標準。將單因子指數(shù)法應(yīng)用于東江湖水質(zhì)評價中,計算每個單因子的污染指數(shù), 可以得出東江湖所有斷面均達到國家地表水Ⅲ類標準, 其中小東江、白廊、頭山斷面達到Ⅱ類水質(zhì)標準。通過對各個指標之間的橫向比較可知, 小東江、白廊、頭山的BOD5指數(shù)均為0.15, 其他斷面的污染指數(shù)較高, 均在0.75以上, 總氮、氨氮的指數(shù)次之, 由此可知, 各個斷面受有機物及氨氮營養(yǎng)鹽污染的影響最大。將單因子污染指數(shù)代入平均綜合指數(shù)公式中, 結(jié)果見表4。由表4可知, 2個季度的污染指數(shù)的變化趨勢基本一致, 第1季度污染指數(shù)最高點出現(xiàn)在黃草鎮(zhèn)燕子排, 污染指數(shù)為0.366, 第2季度與第1季度污染程度相差不大, 為0.379, 碼頭、東坪斷面第2季度比第1季度相對污染有所增加, 水質(zhì)相對第1季度較差, 其它斷面未出現(xiàn)明顯變化。

表4 2種方法結(jié)果比較

5 結(jié)論

本文分別采用3種方法進行評價, 結(jié)果都是小東江、白廊、頭山水質(zhì)狀況最佳, 而碼頭、黃草燕子排和高龍村滁口相對其它斷面水質(zhì)較差。這3種方法各有其優(yōu)缺點: 單因子指數(shù)法通過對每一類污染物確定污染程度, 要求指標因子全面, 其通過最劣污染指標項確定污染等級, 具有一定的主觀性, 雖然不能很好地把握整體污染水平及變化趨勢, 但方法簡便, 可以很清晰地了解污染物的超標倍數(shù), 便于分析斷面污染原因。平均綜合指數(shù)評價法則與單因子指數(shù)相反, 它可以很好反映整體污染程度和變化趨勢, 但無法確定主要污染物及污染原因。主因子分析法可在信息不全的情況下, 用較少的指標因子取代多指標因子的水環(huán)境信息。在識別主要污染物方面, 主因子分析法通過總方差貢獻率和因子載荷信息作為因子權(quán)重, 從而確定主要污染物。在確定主因子得分方面, 主因子分析法運用標準化方式、得分系數(shù)和方差百分比進行確定, 能夠定量反映水質(zhì)的差異性, 能夠進動態(tài)分析, 但其存在不能確定水質(zhì)級別和污染超標程度的缺陷。因此,分析3種評價方法的優(yōu)缺點, 綜合利用這些方法可以更加科學(xué)地評價水質(zhì)。

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(責(zé)任編校: 劉剛毅)

Application of the main factor analysis to water quality assessment of Dongjiang lake

Chen Rong, Li Xionghua

(College of Life Science and Technology, Central South University of Forestry and Technology, Changsha 410014, China)

For the purpose of the scientific evaluation water quality assessment of Dongjiang lake, 10 conventional sections and 11 water indexes are chosen from Dongjiang lake to constitute evaluation by the model of main factor analysis. The main factors affecting water quality are found out by using the main factors, and compared with the single factor index method and the average comprehensive evaluation method to find the advantage of the main factor analysis. The research shows that 10 conventional sections all reach quality III. In which, Small Dongjiang, Toushan and Bailang are better. In the first main fator score1and3, the highest score is Yanzipai in Huangcao town, and the second main factor score2is Chukou in Gaolong village.Above all,the water quality of Dongjiang lake is well, but compared with other sections, the water quality of Matou, Yanzipai and Chukou are relatively poor, and which should be taken effective measures to prevent and control.

the main factor analysis; Dongjiang lake; water quality assessment

10.3969/j.issn.1672–6146.2015.04.014

X 824

1672–6146(2015)04–0064–05

陳榮, 897427565@qq.com; 李雄華, 1275358480@qq.com。

2015–08–07