安陽市2012～2020年地表水質量及其影響因素的回歸分析

蘇小婉，丁志安，唐 敏，常艷文，趙海麗，李世華，王 穎，丁金杰

(河南省安陽生態環境監測中心，河南 安陽 455000)

1 引言

水是不可替代的獨特自然資源，是人與自然共生的基礎和前提[1]。隨著人口增長和社會經濟的發展，水資源需求量急劇增加的同時水體污染日益嚴重，直接或間接地改變了水環境狀況和水生態系統服務功能，這已經成為社會經濟可持續發展的主要瓶頸[2]。水體污染的根本來源不僅是河流、湖庫水體本身，更重要的是流域內與國民經濟和社會發展密切相關的人類生活與生產活動[3]。社會經濟發展方式是水環境質量的重要影響因素[4,5]，其對地表水水質的影響主要表現在產業結構[6]、土地利用[7]、生產活動[8]以及科技水平和環境政策[3]等方面。另外，城鎮化進程與工業污染、生活污染排放關系顯著[9]，而污染物排放的處理與水體污染狀況改善密切相關[10]。

人類生活和生產活動能夠引起流域物質循環和能量變化，影響污染物的發生、遷移和轉化，進而可能對流域水環境產生深刻的影響[11]。因此分析水環境質量狀況、變化趨勢及其影響因素，是有針對性地開展水環境治理和生態文明建設的重要基礎，為保護水資源和修復水生態提供科學依據，具有十分重要的指導意義。本文以2012～2020年安陽市地表水監測數據為依據，采用污染指數評價法及Spearman秩相關系數法，對安陽市地表水污染指數進行了長時間序列分析，以研究其水質整體狀況和演變趨勢，并運用回歸分析法探究了地表水水質與其影響因素的響應關系，為未來安陽市水環境保護和治理提供技術支撐。

2 研究地區及研究方法

2.1 研究地區概況

安陽市下轄9個縣(市、區)，地跨海河、黃河兩大流域，總流域面積7413 km2，境內河流分屬海河流域和黃河流域，以金堤為界，金堤以北屬于海河水系，主要河流均匯入衛河，流域面積5702 km2，占全市面積的77%；金堤以南屬于黃河水系，主要河流均注入金堤河，流域面積1711 km2，占全市面積的23%。河流受地形影響，主要河流由西向東流。

2.2 監測概況

安陽市地表水環境質量評價選取市級及以上23個斷面，其中含國省控考核斷面8個，市級考核斷面15個，涉及到的河流主要包括：洹河、粉紅江、衛河、淅河、茶店河、洪河、硝河、湯河、淇河、露水河、金堤河等。本文監測數據來源于2012～2020年河南省安陽生態環境監測中心地表水手工監測值，監測頻次為每月一次。考慮到安陽市地表水環境污染特點，在進行水質評價時選擇安陽市具有代表性的污染因子，包括溶解氧、高錳酸鹽指數、生化需氧量、化學需氧量、氨氮、總磷、揮發酚、汞、鉛、砷、鎘、六價鉻等，共12項。

2.3 研究方法

2.3.1 污染指數評價法

地表水水質評價方法很多，其中污染指數評價法，由于相對簡單明了、易于使用，且評價結果容易比較，成為國內外評價水體污染水平最常見的一種方法。污染指數包括污染因子指數、綜合污染指數和平均污染指數等。污染因子指數可以突出污染狀況最嚴重的評價因子對整個評價結果的影響，綜合污染指數法則考慮到每個因子對綜合結果的貢獻，兩種方法結合使用可以更科學全面地反應水質狀況，而平均污染指數則能夠表征水體中各種污染物的綜合污染程度，反映水體整體水質狀況[12]。

參考已有研究[10,12,13]，污染指數法計算公式和水質分級如下：

(1)污染因子的污染指數。

Pi=Ci/Si

(1)

式(1)中，Pi為污染因子i的污染指數，Ci為污染因子i的實測值，Si為污染因子i的評價標準值。本文評價標準參照《地表水環境質量標準》(GB3838—2002)Ⅲ類標準確定。需注意的是，溶解氧的污染指數采用1/Pi表示。

(2)綜合污染指數。

(2)

式(2)中，K為綜合污染指數，Pi為污染因子i的污染指數，n為參與評價的污染因子個數。

(3)平均污染指數。

(3)

式(3)中，P為平均污染指數，Pi為污染因子i的污染指數，K為綜合污染指數，n為參與評價的污染因子個數。

污染指數水抽評價分級見表1。

表1 污染指數水質評價分級

2.3.2 Spearman秩相關系數法

Spearman秩相關系數分析法常用來衡量環境污染變化趨勢的顯著性[10,14]，其計算公式見(4)、(5)：

(4)

di=Xi-Yi

(5)

式(4)、(5)中，rs為Spearman秩相關系數，N為時間周期總數，di為變量Xi和Yi的差值；Xi為按環境污染指標值從小到大排列的序號；Yi為按時間排列的序號。

秩相關系數rs的正負分別表示環境污染指標的增長和減少趨勢，其絕對值的大小表示強度[15]。將秩相關系數rs的絕對值與Spearman秩相關系數統計表中的臨界值Wp(顯著水平為0.05，N=9時，Wp=0.6)進行比較，當|rs|>Wp時，變化趨勢具有顯著意義，反之則無顯著意義。

2.3.3 回歸分析法

線性回歸分析研究的是建立一個能反映因變量與一個或多個自變量之間關系的線性回歸方程，利用這個方程來分析因變量和自變量之間的相互關系以及回歸系數等相關情況[16]。簡單線性回歸模型是指只有一個自變量的回歸模型。運用簡單線性回歸分析方法，分別建立地表水平均污染指數與各影響因素的線性回歸模型，計算方法見公式(6)：

y=β0+βx+μ

(6)

式(6)中，y為地表水平均污染指數，是因變量，x為地表水水質的影響因素，也是自變量，μ是隨機誤差項；β0是常數項，β是回歸系數。

地表水水質受諸多方面因素影響，考慮樣本可獲得性、可觀察性以及代表性，選擇與城市息息相關的經濟發展、產業結構、能源消耗、資源消耗和環保舉措等5個方面因素。影響因素指標變量定義詳見表2，由于2020年統計年鑒數據不足，采用2012～2019年安陽市統計年鑒的相關數據，影響因素指標變量數值較大，對其進行對數處理以減少多重共線性。

表2 安陽市地表水水質影響因素指標變量定義

3 地表水環境狀況

3.1 地表水水質狀況評價

由圖1可知，2012～2020年間，安陽市地表水平均污染指數處于0.378～0.966之間。其中，水質狀況為清潔的年份有2019年和2020年，占研究期的22.22%，水質狀況受到污染影響的年份為2017～2018年，占比為22.22%，2016年水質狀況屬于輕度污染，占比為11.11%，而2012～2015年水質污染級別為中度污染，占研究階段的44.44%。2012～2020年安陽市地表水斷面監測年均值的平均污染指數為0.671，污染級別為輕度污染。由此可知，2012～2020年，安陽市地表水整體水質狀況為輕度污染，地表水環境質量達到Ⅲ類標準的年份比例僅為22.22%，即安陽市地表水環境質量仍存在較大的改善空間。

圖1 安陽市地表水平均污染指數及水質類別變化趨勢

從變化趨勢來看，采用Spearman秩相關系數分析法，對安陽市2012～2020年地表水平均污染指數的時間序列相關程度進行分析，計算得出Spearman秩相關系數rs為-0.90，其絕對值大于N為9時所對應的臨界值0.6，即平均污染指數隨時間變化呈顯著下降趨勢。如圖1所示，2012～2020年間安陽市地表水平均污染指數變化量為-0.510，年均變化率為-9.06%。安陽市地表水23個監測斷面中，Ⅰ～Ⅲ類水質斷面占比呈波動上升勢態，至2020年已達到65.22%；而劣Ⅴ類斷面占比呈波動下降勢態，到2020年劣Ⅴ類斷面首次清零。綜上可知，“十二五”至“十三五”期間，安陽市地表水環境質量隨時間變化呈顯著好轉趨勢，這表明安陽市地表水環境質量改善已取得一定成效。

3.2 主要污染因子分析

用污染因子指數占綜合污染指數的比值表示各因子對河流污染的污染貢獻率，各年份污染貢獻較高的前5項污染因子及其貢獻率如表3所示。

表3 安陽市地表水主要污染因子及其污染貢獻率

2012～2020年間，污染貢獻率排名前5項污染因子累計貢獻率除2019年為68.22%，其余年份均已超過70%，按其出現頻次依次為：生化需氧量(9次)、化學需氧量(9次)、氨氮(8次)、總磷(8次)、高錳酸鹽指數(8次)、溶解氧(2次)、揮發酚(1次)等共7類。

從整個研究時段來看，地表水污染因子監測年均值的污染貢獻率前5項污染因子依次為：氨氮、總磷、生化需氧量、化學需氧量和高錳酸鹽指數，累計污染貢獻率為79.76%，其中氨氮、總磷、生化需氧量、化學需氧量4項因子存在超《地表水環境質量標準》(GB3838—2002)Ⅲ類標準現象，其他因子均滿足Ⅲ類標準。因此，安陽市地表水環境的主要污染物為氨氮、總磷、生化需氧量、化學需氧量。

表4為主要污染因子的監測濃度值和污染貢獻率，由表4可知，9年間超標因子最大超標倍數依次為：氨氮(3.40)、總磷(1.51)、生化需氧量(0.17)、化學需氧量(0.07)；超標因子超標率依次為：氨氮(77.78%)、總磷(55.56%)、生化需氧量(55.56%)、化學需氧量(22.22%)。可見，無論是污染貢獻率還是超標倍數和超標率，氨氮都是安陽市地表水的首要污染因子。

表4 安陽市地表水主要污染因子情況

就污染因子的變化而言，2012～2020年間，4項主要污染因子濃度值隨時間變化的Spearman秩相關系數均為負，且絕對值均大于0.6，即主要污染因子濃度值均具有顯著地下降趨勢，其下降勢態顯著性由大到小依次為：氨氮(-0.90)、總磷(-0.85)、生化需氧量(-0.82)和化學需氧量(-0.82)。而主要污染因子貢獻率的變化趨勢則存在差異，其中氨氮和總磷污染貢獻率的Spearman秩相關系數均為-0.87，隨時間呈顯著下降狀態，即對地表水整體水質的污染貢獻減弱；而化學需氧量和生化需氧量的污染貢獻率Spearman秩相關系數分別為0.95和0.88，隨時間變化為顯著上升狀態，即其污染貢獻增強。由此可知，安陽市地表水環境主要污染因子的污染狀況均呈現好轉趨勢，其中氨氮和總磷污染的減輕較為顯著，而生化需氧量、化學需氧量污染減輕程度較弱。

綜上所述，2012～2020年期間，安陽市地表水環境質量主要污染因子有氨氮、總磷、生化需氧量、化學需氧量，其中氨氮污染程度最嚴重、超標頻次最高，是首要污染因子。安陽市主要污染因子的年均濃度值隨時間呈顯著下降趨勢，不同污染物的污染減輕情況存在差異，其中氨氮和總磷污染程度的減輕較為明顯，生化需氧量、化學需氧量污染減輕程度相對較弱。因此，安陽市地表水環境今后的改善工作應重視主要污染因子的影響，將氨氮污染作為治污重點，同時要注意兼顧生化需氧量、化學需氧量治理的進一步加強。

4 地表水環境質量影響因素

對2012～2019年安陽市地表水平均污染指數及其影響因素數據，分別進行簡單線性回歸分析，回歸模型估計結果詳見表5。由表可知，各影響因素對安陽市地表水環境質量影響的顯著性、方向和程度有所差異。從模型顯著性來看，除資源消耗以外，經濟發展、產業結構、能源消耗和環保舉措等影響因素回歸模型的棄真概率均小于0.1，即模型為真的置信度在90%以上。其中：

(1)經濟發展的回歸系數為-0.906，在10%水平上顯著。安陽市人均GDP與地表水平均污染指數呈顯著負相關，人均GDP每增長1%，地表水平均污染指數隨之下降0.906個單位。環境庫茲涅茨理論認為，經濟發展與污染物排放關系曲線呈倒“U”型，可見安陽市經濟發展與污染排放的關系已成功邁過拐點。這是因為隨著社會經濟的發展，城市產業聚集程度、投資能力、生產管理和技術水平也越高，使得供水治污設施、水資源利用效率和水環境保護等方面得到優化，進而形成水環境生態的良性循環，促使水環境不斷改善。

(2)產業結構的回歸系數為1.845，在1%水平上顯著。安陽市第二產業占比與地表水平均污染指數的正相關十分顯著，第二產業占比每上升1%，地表水平均污染指數隨之上升1.845個單位。產業結構是影響水資源利用的重要因素，產業結構中第二產業比重增加，意味著更多的水資源被分配到高污染排放行業，從而導致污染物排放量增多，一旦污水處理和循環利用設施不完善，對水環境造成的壓力越大[17]。由此可知，積極促進產業結構升級，發展和推廣清潔生產技術，能夠有效地提升地表水環境質量。

(3)能源消耗的回歸系數為0.795，且在10%水平上顯著。安陽市原煤消耗量與地表水平均污染指數的正相關關系顯著，即原煤消耗量每上升1%，地表水平均污染指數隨之上升0.795個單位。原煤消耗量在一定程度上反映了能源使用效率和科技水平，結合安陽市統計年鑒數據，2012～2019年間安陽市單位GDP能耗變化率和單位工業增加值能耗變化率均為負，即水環境質量的改善有賴于能源消耗量的降低和科技水平的進步，因此引導能源利用效率提升、能源結構優化是水體質量改善的重要方面。

(4)資源消耗的回歸系數為-0.020，回歸方程和系數沒能通過顯著性檢驗。安陽市年底供水總量與地表水平均污染指數相關性較弱，但是表現出負相關的趨勢，即年底供水總量增加，地表水平均污染指數會有所下降。這與傳統認知不符，可能的解釋是安陽市社會經濟發展方式和用水結構已經不再以高資源消耗為犧牲，安陽市人均GDP由2012年的3.06萬元增長至2019年的4.30萬元，而生產用水占比由2012年的10.75%降低為2019年的4.63%可以佐證這一點。

(5)環保舉措的回歸系數為-0.594，在1%水平上顯著。安陽市廢水治理設施運行費用與地表水平均污染指數負相關關系非常顯著，即廢水治理設施運行費用增加1%，地表水平均污染指數隨之下降0.594個單位。2012～2019年間，安陽市廢水治理設施運行費用與排入污水處理廠工業廢水量、化學需氧量排放量相關性系數分別為0.716、-0.700，也就是說廢水治理設施運行費用的增加，意味著污水處理量和處理能力的提升。故環保舉措實施對水環境質量的改善有著顯著積極影響，減少污染物排放的同時能夠促進水的循環再利用，符合水資源綠色、循環、高效利用的宗旨，是改善地表水環境質量的重要舉措，這與范新鳳等[10]的研究結論基本一致。

表5 安陽市地表水平均污染指數與影響因數回歸分析結果

從回歸模型和系數的顯著性來看，安陽市地表水環境質量的影響因素依次為：廢水治理設施運行費用、第二產業占比、人均GDP和規模以上工業企業原煤消耗量，其中廢水治理設施運行費用和人均GDP具有正向影響，第二產業占比和規模以上工業企業原煤消耗量則表現為負向效應。由此可見，進一步加強環境保護措施制定和實施、加大污染治理設施的投入和建設，是有效改善地表水污染狀況的重要措施；引導產業結構改革，第二產業向第三產業轉型，尤其是高污染排放產業向低污染排放產業的調整，拓展節能環保型新產業，是水環境質量提高的重要前提；另外，促進社會經濟的快速發展，有利于引導企業技術革新和技術進步，培養企業環保意識，從而為創造高效率、低能耗、低污染的水資源利用環境提供重要的經濟基礎。

5 結論

(1)2012～2020年，安陽市地表水斷面監測年均值的平均污染指數為0.671，整體水體質量狀況屬于輕度污染；主要污染因子有：氨氮、總磷、生化需氧量、化學需氧量等，其中氨氮超標程度最嚴重，超標頻次最高，是首要污染因子。

(2)2012～2020年，安陽市地表水平均污染指數的Spearman秩相關系數為-0.90，安陽市地表水環境質量隨時間呈現顯著好轉趨勢；主要污染因子年均濃度值均隨時間呈顯著下降趨勢，但其污染下降程度和貢獻率變化趨勢存在差異，即不同污染物污染減輕程度有所不同，其中氨氮和總磷污染程度的減輕較為明顯，而生化需氧量、化學需氧量污染減輕程度相對較弱。

(3)安陽市地表水環境質量與經濟發展、產業結構、能源消耗、環保舉措等顯著相關，與資源消耗關系較弱。其中廢水治理設施運行費用、人均GDP與地表水平均污染指數呈負相關，第二產業產值占比、規模以上工業企業原煤消費量與地表水平均污染指數呈正相關。也就是說，加大污水治理的投入、刺激經濟快速發展、促進產業結構升級和能源結構優化有利于地表水環境質量的改善。