【摘要】：為指導(dǎo)流域污染負(fù)荷削減,實現(xiàn)流域水環(huán)境污染物總量控制,本文圍繞水體富營養(yǎng)化程度識別,污染物及其來源定量分析技術(shù)和非點(diǎn)源污染物總量負(fù)荷分配體系進(jìn)行了研究,從而為辨識流域污染控制方向,確定污染源,明確污染控制任務(wù)提供科學(xué)技術(shù)方法體系。 首先,以指數(shù)型白化權(quán)函數(shù)替代線性白化權(quán)函數(shù)改進(jìn)了灰色聚類綜合評價模型。以改進(jìn)模型、原模型和梯形白化權(quán)函數(shù)模型對太湖2001-2009年水質(zhì)營養(yǎng)程度進(jìn)行評價,并比較結(jié)果。其次,基于克里格插值分析水體水質(zhì)空間分布情況后,利用聚類分析、因子分析及Unmix受體模型構(gòu)建水體污染物來源解析技術(shù)體系。采用太湖局部區(qū)域水質(zhì)數(shù)據(jù),分析主要污染來源及貢獻(xiàn)。最后,借鑒生態(tài)評價模型構(gòu)建社會-經(jīng)濟(jì)-環(huán)境三方公平的污染物總量負(fù)荷二次分配技術(shù)體系。以苕溪流域為例,利用產(chǎn)污系數(shù)模型預(yù)測流域2015年農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源化學(xué)需氧量(COD)、總氮(TN)、總磷(TP)的總量負(fù)荷,在改進(jìn)的灰色聚類模型確定COD、TN和TP的農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源總量負(fù)荷削控目標(biāo)條件下,將削控的農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源總量負(fù)荷分配至10個不同產(chǎn)污行業(yè)。獲得的主要結(jié)果如下： ①基于改進(jìn)的灰色聚類綜合評價方法獲取的示例水體2001-2009年富營養(yǎng)化評價結(jié)果均為富營養(yǎng)等級。原模型法獲取的結(jié)果為中-富營養(yǎng)等級,只有2006年為富營養(yǎng)等級。梯形白化權(quán)函數(shù)的模型方法結(jié)果與改進(jìn)方法相一致。參照原始監(jiān)測數(shù)據(jù),改進(jìn)方法是有效的,且解決了原方法的零權(quán)重問題。 ②2005年示例區(qū)域克里格空間插值結(jié)果為2、5、8月CODMn、TP濃度均從湖岸向湖中心逐漸降低,11月其濃度從湖岸向湖中逐漸降低后又有所增加,2、5、8、11月TN、Chl-a濃度均從湖岸向湖中心逐漸降低。結(jié)果反映出水體主要富營養(yǎng)化指標(biāo)存在濃度分布的時空差異。 ③經(jīng)聚類分析可將示例區(qū)域監(jiān)測點(diǎn)劃分為4個類別,各類別監(jiān)測點(diǎn)位CODMn、TP、TN、Chl-a濃度變化與空間插值獲得的變化趨勢一致,且各類別監(jiān)測點(diǎn)位富營養(yǎng)化均屬P控制；各類別監(jiān)測點(diǎn)位監(jiān)測數(shù)據(jù)經(jīng)因子分析顯示其水質(zhì)均可用3方面主要污染因素進(jìn)行解釋,且所有類別點(diǎn)位的3方面主要污染因素均涉及農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源；Unmix受體模型解析結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源對在前3類監(jiān)測點(diǎn)位的氮、磷營養(yǎng)鹽貢獻(xiàn)大(Ⅰ類點(diǎn)：TN、TP、氨氮(NH3-N)：81%、85%、79%；Ⅱ類點(diǎn)：TN、NH3-N、磷酸鹽(Po43-)：53%、90%、89%；Ⅲ類點(diǎn)：TN. NO3-N:34％.84％). ④以產(chǎn)污系數(shù)模型預(yù)測的2015年苕溪流域的COD. TN. TP農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源負(fù)荷總量分別為：35383.11、11337.83、705.36噸。由于產(chǎn)業(yè)及土地利用差異,流域內(nèi)各區(qū)縣農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源負(fù)荷總量最大來源產(chǎn)業(yè)并不一致,但最小來源產(chǎn)業(yè)均為家兔飼養(yǎng)。各行政區(qū)域中,COD.TN單位面積負(fù)荷量最高在長興,最低在臨安；TP單位面積負(fù)荷最高在德清,最低在臨安。 ⑤經(jīng)水體濃度閾值估算,結(jié)合苕溪流域水環(huán)境容量,為使下游湖泊受納水體達(dá)中營養(yǎng)等級,2015年苕溪流域農(nóng)業(yè)非點(diǎn)源需削控COD. TN. TP的負(fù)荷總量分別為：9150.29、5047.37、116.52噸。以此為目標(biāo)下的流域一次地域分配中,COD、TN、TP在吳興區(qū)削控率最大,分別為：49.80%、91.27%、40.84%,德清縣COD、TP削控率最小,分別為：13.88%、5.78%,TN在長興縣削控率最小,為23.62%；二次分配中,COD在流域中的茶桑果園、農(nóng)村生活、雞鴨飼養(yǎng)、生豬飼養(yǎng)污染源分配最大,TN在農(nóng)村生活污染源分配最大,TP旱地、水產(chǎn)養(yǎng)殖、水澆地、生豬飼養(yǎng)污染源最大。 研究建立的方法體系能準(zhǔn)確辨識水體富營養(yǎng)化程度,簡便、快速的獲取主要污染源及其對水體污染物的貢獻(xiàn),實現(xiàn)污染物總量負(fù)荷公平分配。
【圖文】：

F19.3一 4ScatterdiagramsofobservationsofnsetsofsamPlesfortwo 1fldexes由圖3一4可以看出，由于x，和xZ有一定的相關(guān)性，這二組樣本個體點(diǎn)的平面圖分布呈現(xiàn)出一定的線性的趨勢;且它們沿x:軸方向和xZ軸方向均具有較大程度的變異。對某一方向變異程度大小的定量化表征可采用方差來表示。對上圖3一4中的數(shù)據(jù)分布來說，若只考慮樣本在x，或xZ任何一個方向上的方差，都將損失原始樣本中的部分信息。然而在數(shù)據(jù)分析過程中，如果把坐標(biāo)軸x

選擇CODMn，TP，TN和葉綠素一a(Chl一a)作為評價指標(biāo)。該4指標(biāo)數(shù)據(jù)使用太湖2001年至2009年的年平均數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)由當(dāng)?shù)丨h(huán)境保護(hù)機(jī)構(gòu)獲得〔199，，。太湖各年各指標(biāo)年均數(shù)據(jù)見下圖4一1所示。 7.00一—一一一—一—一一一—一一一一一0.12令COD一一一一一:一一一一一U曰

本文編號：2659573