基于主要信息含量的水资源管理考核指标体系构建——以大通湖为例
水资源规划与管理 考试重点 详细解答

第1章绪论1.资源的概念广义的资源人类在生产、生活和精神上所需要的物质、能量、信息、劳力、资金和技术等“初始投入”均可称为资源。
狭义的资源一定时间条件下,能够产生经济价值以提高人类当前和未来福利的自然环境因素的总称。
资源是在一定历史条件下,人类开发利用以提高自己福利水平或生存能力的、具有某种稀缺性的、受社会约束的各种要素或事物的总称。
2.资源的根本性质:社会的效用性和相对人类需求的稀缺性3.资源的分类按属性可分为:自然资源、社会资源自然资源:在一定社会技术条件下,能够产生生态价值或经济效益,以提高人类当前或可预见未来生存质量的自然物质和自然能量的总和。
社会资源:指除自然资源外的其他所有资源的总称。
包括人力资源、智力资源、信息资源、技术资源、管理资源水资源属于农业资源及物质资源第2章水资源的区划(一)水资源区划的原则(1)按流域水系划分,同一流域可按上中下游或山区、平原区划分。
大河干流区间不应以河为界分区。
分区要便于算清各分区入、出境水量等水帐,便于按照从上游到下游顺序进行供需平衡计算。
(2)按骨干供水工程设施的供水范围分区。
这里包括规划中新增加的和交叉供水的供水系统,这样划区,有利于查清本区水旱灾害情况,分析本区供需之间的矛盾。
(3)按自然地理条件和水资源开发利用特点的相似分区,这样做,既突出了各个分区的特点,又便于在一个分区内采取比较协调一致的对策措施。
(4)照顾行政区划。
这样考虑,有利于基本资料的搜集和统计的搜集和统计以及供需分析成果的汇总。
(二)水资源区划的主要方法一、综合法选择两个或两个以上的水资源区划指标,将特定区域划分为若干个干区、小区等,这种采用多指标逐级进行水资源区划的方法叫做综合法。
利用综合法进行水资源区划有利于从不同角度更充分地反映出水资源的地区分布特点。
综合法中选用的区划指标不受基本指标和辅助指标的限制。
二、主导因素法一般选择对用水部门生产价值影响最大的关键性水资源因素作指标。
生态最相关水文指标的优选及其在洞庭湖环境流量估算中的应用

生态最相关水文指标的优选及其在洞庭湖环境流量估算中的应用程俊翔;徐力刚;姜加虎【摘要】水文改变指标(IHA)能够较为全面地描述水文状况,在评估水文情势改变及其生态系统影响方面具有广泛的应用.尽管该指标体系较为完善,但是数量众多的水文变量仍然存在信息冗余问题.根据洞庭湖城陵矶水文站1955-2014年的径流量数据,采用主成分分析(PCA)筛选了生态最相关水文指标(ERHIs),结合ERHIs改进了用于估算环境流量的变化范围法(RVA),并将其应用在洞庭湖出口的环境流量估算中.基于PCA选取了年最大90日流量、年最小3日流量、年最小流量出现时间、3月流量、6月流量、流量逆转次数和低流量年内平均历时7个变量作为洞庭湖出口的ERHIs.纵向和横向的对比分析都表明选取的ERHIs是合理的.ERHIs不仅有效缓解了IHA的冗余性问题,还有利于抓住最关键的生态水文变量.根据ERHls改进的RVA方法在设定洞庭湖出口环境流量时,极大地简化原来的众多管理目标,对生态水文研究、水资源管理和生态保护都具有重要的参考价值和借鉴意义.【期刊名称】《湖泊科学》【年(卷),期】2018(030)005【总页数】11页(P1235-1245)【关键词】生态水文;水文改变指标;冗余性;主成分分析;环境流量;洞庭湖【作者】程俊翔;徐力刚;姜加虎【作者单位】中国科学院南京地理与湖泊研究所,中国科学院流域地理学重点实验室,南京210008;中国科学院大学,北京100049;中国科学院南京地理与湖泊研究所,中国科学院流域地理学重点实验室,南京210008;中国科学院大学,北京100049;江两省山江湖开发治理委员会办公室,南昌330046;中国科学院南京地理与湖泊研究所,中国科学院流域地理学重点实验室,南京210008;中国科学院大学,北京100049【正文语种】中文生态水文过程是研究水文过程与生态过程之间功能关系的科学,而水文情势变化决定了水域生态系统的结构和功能[1-2]. 定量描述水文变量与生态变量之间的关系是开展生态水文学研究的基础,也是国内外研究的热点问题之一[3-4]. 早期研究往往只考虑单一水文变量,无论是对水文情势的整体变化特征,还是对生态系统整体性的认识都不充分[5]. 随着研究的深入,Richter等[6]提出的水文改变指标(indicators of hydrologic alteration,IHA)不仅能够充分描述径流量或水位年际和年内的全局变化特征,还建立了不同的水文变量与水生生境、栖息地环境等生态特征的联系[7]. 为了进一步明确适宜的环境流量,基于IHA的变化范围法(rangeof variability approach,RVA)也迅速发展起来,并可用于定量评估水文改变度和估算生态环境需水量[8]. IHA包含了33个水文变量,是目前公认的相对最全面、最系统的一套指标体系. Suen[9]采用IHA和RVA评估了气候变化下的水文情势改变,指出水文情势改变严重影响了当地的淡水生态系统. Zhang等[10]基于IHA、RVA和环境流量成分(environmental flow components,EFCs)等方法,分析了珠江流域3个大型水库对东江水文情势和环境流量的影响,研究结果表明水库对东江的水文情势产生了严重影响,且EFCs可以为流域的环境需水量提供决策依据. 此外,IHA体系还可以用于评估水文情势在空间上的变化. Jiang等[11]根据宜昌、汉口、大通等长江干流7个水文站的径流量数据,采用RVA分析了三峡大坝对长江中下游水情的影响,认为三峡水库蓄水对长江径流的变化率和年极端流量的影响较大,且影响程度随着大坝距离的增加而减弱. 目前,IHA体系在水文情势改变评估、生态影响评估、环境流量估算等方面都有着重要的地位和广泛的应用[12-14]. Olden等[15]对已公开发表文献中的171个水文变量的分析表明,众多水文变量之间的信息冗余性问题十分突出,而33个IHA基本上能覆盖大多数变量的信息.尽管IHA体系相对完善,但是33个水文变量仍然较多,在水资源管理实践中也难以操作和管理[16]. 此外,IHA变量之间也存在着自相关性和信息冗余性的问题[17]. Yang等[18]综合采用遗传规划算法(genetic programming,GP)、主成分分析(principal component analysis,PCA)和个体生态学矩阵(autecology matrix,AM)3种方法,从IHA中选取了年最小流量出现时间、上升率、流量逆转次数、年最大3日流量、年最小7日流量和5月流量这6个变量作为Illinois河的生态最相关水文指标(the most ecologically relevant hydrologic indicators,ERHIs). Gao等[19]通过多元线性回归分析了IHA变量的多重共线性问题,并基于PCA分别筛选了模拟数据集和实测数据集的ERHIs,结果表明不同数据集的分析结果存在一定的差异性. 一般地,ERHIs就是通过较少的几个关键水文变量来代表众多的水文变量,并可以反映出最重要的生态相关信息[18]. 其优点是能有效减少众多水文变量的信息冗余性,并尽可能多地保留原数据的关键信息. 考虑到IHA变量有33个之多,那么如何通过代表性的几个水文变量有效地表征生态水文信息仍然是目前研究所面临的巨大挑战,特别是关于ERHIs的选取,已经成为构建生态水文联系的关键问题[20].因此,本文以洞庭湖城陵矶水文站的逐日径流量为数据基础,以IHA变量的冗余性为研究背景,采用PCA方法从IHA变量中筛选洞庭湖的ERHIs,作为联系水文与生态的重要纽带. 然后,分别从纵向和横向两个层面讨论ERHIs的合理性和优越性,并重点讨论ERHIs的生态水文响应关系. 最后,基于优选出的ERHIs,改进用于估算环境流量的RVA方法,并将其应用于设定适宜的洞庭湖出口环境流量,期望为洞庭湖的水资源管理和生态保护提供一定的科学参考.1 材料与方法1.1 数据洞庭湖主要接纳长江三口(松滋、太平和藕池)分流和湖南四水(湘江、资水、沅江和澧水)来水,经过湖泊调蓄后,通过唯一的出口——城陵矶再次排泄入江. 水文数据为洞庭湖出口城陵矶水文站的逐日流量(单位:m3/s),时间序列为1955-2014年,该数据集来源于湖南省水文水资源勘测局. 洞庭湖出口的多年平均径流量为8779 m3/s,变异系数为0.74.1.2 研究方法1.2.1 水文改变指标(IHA) IHA包含了5组33个水文变量,涵盖了径流量的量级、历时、出现时间、频率、变化率等全部水文特征. 由于研究时段内洞庭湖出口未出现断流现象,故本研究不考虑“断流天数”这一变量,其余32个水文变量如表1所示. 基于IHA 7.1软件,采用非参数化方法计算洞庭湖出口径流量的32个水文变量. 非参数化方法计算得到的数值为各水文变量的中值和分位数,也更加适用于非正态分布的水文数据[7]. 各水文变量的详细说明和计算方法请参见IHA软件使用手册[7].表1 IHA的分组及变量Tab.1 Groups and variables of IHAIHA分组水文变量(单位)说明第1组:月流量各月流量(m3/s)112月的各月流量第2组:年极端流量及历时年最小1日流量(m3/s)年最小3日流量(m3/s)年最小7日流量(m3/s)年最小30日流量(m3/s)年最小90日流量(m3/s)年最大1日流量(m3/s)年最大3日流量(m3/s)年最大7日流量(m3/s)年最大30日流量(m3/s)年最大90日流量(m3/s)基流指数3日、7日、30日、90日流量指某水文年内的多日滑动平均流量,年最大(或最小)多日流量为该水文年的相应多日滑动平均流量的最大值(或最小值);基流指数定义为某水文年的最小7日滑动平均流量与该水文年平均流量的比值第3组:年极端流量出现时间年最小流量出现时间(儒略日)年最大流量出现时间(儒略日)若某水文年内有多日出现最大(或最小)流量,仅记录其最早出现的时间第4组:高低流量发生频率和历时低流量年内发生次数(次)低流量年内平均历时(d)高流量年内发生次数(次)高流量年内平均历时(d)在某水文年内,高、低流量的阈值设定为50%分位数±25%,即超过75%分位数的划分为高流量,低于25%分位数的划分为低流量第5组:流量改变率和频率上升率(m3/(s·d))下降率(m3/(s·d))流量逆转次数上升率(下降率)为某水文年内连续两日流量的正(负)变化率;流量逆转次数指某水文年内日流量由增加变为减少或由减少变为增加的次数1.2.2 主成分分析(PCA) PCA是通过降维的思想把大量相关变量转化为少数几个不相关变量,并尽可能保留原始数据的信息,在水文学、生态学等领域具有重要的应用价值[21-22]. 在分析之前,首先对数据进行标准化处理,以消除量纲不同和数值大小的影响. 主成分(PC)的个数k的选取主要基于以下两个原则:(1)特征值≥1;(2)累积贡献率达到70%~90%[23-24]. 然后,根据所确定的k个主成分的因子载荷矩阵,选取载荷值(绝对值)最大的变量作为该主成分的解释变量. PCA的基本原理和详细步骤请参阅文献[24].1.2.3 环境流量估算方法根据IHA的参数化计算结果,分别得到32个水文变量的平均值和标准差. RVA通过为每一个水文变量划分一个阈值范围来设定环境流量的管理目标,而这些变量的阈值一般是根据该变量的“平均值±标准差”计算得来的[7-8]. 考虑到32个水文变量的复杂性和冗余性,Smakhtin等[17]建议保留12个月份的流量以反映流量在季节上的变化特征,以及最大和最小1日、30日流量来反映极端流量的变化特征,即将原来的32个变量压缩到16个. 洞庭湖出口的多年月平均径流量波动较大,具有明显的季节差异性,最大值与最小值相差高达14473 m3/s. 因此,在设定洞庭湖出口的环境流量目标时,有必要保留12个月的流量. 在此基础上,增加通过PCA筛选出的ERHIs,一起作为洞庭湖出口环境流量的管理目标,以改进原来的RVA方法. 这样既可以减少管理目标的数量,同时也有效地保留了IHA的关键信息.2 结果与讨论2.1 IHA的冗余性分析通过相关性分析,可以初步确定32个IHA之间的相关性,图1展示了各变量之间的相关系数. 为了便于比较,这里根据相关系数的绝对值来进行分析. 从图1可以看出,部分水文变量之间存在着较强的相关性,其相关系数甚至超过了0.90. 年最小1日、3日、7日、30日和90日流量之间的相关性较强,平均值为 0.71;年最大1日、3日、7日、30日和90日流量、基流指数之间的相关性更强,平均值为0.79. 此外,枯水期(12月-次年3月)流量之间也具有较强的相关性;丰水期流量(7-9月)除自身外,还与年最大1日、3日、7日、30日、90日流量、基流指数、低流量年内发生次数和历时、上升率和下降率等参数之间也存在着较强的相关关系;年最大1日、3日、7日、30日、90日流量以及基流指数与低流量年内发生次数和历时、上升率和下降率之间也具有较强的相关性. 由此可见,32个IHA 变量之间存在着高度自相关性,即信息冗余问题比较突出.图1 32个IHA的相关关系Fig.1 Correlations among the thirty-two IHAs 2.2 ERHIs的选取鉴于IHA变量之间的冗余性问题比较突出,ERHIs的选取就显得尤为重要. 基于PCA的32个水文变量的特征值和累积贡献率如图2所示. 第1主成分(PC1)的特征值为8.98,贡献率为28%;第2主成分(PC2)的特征值为4.88,PC1和PC2的累积贡献率为43%. 前8个主成分的特征值都大于1,且累积贡献率约为80%. 根据主成分的提取原则,PC1~PC8即为所需的主成分.为了进一步确定各主成分的解释变量,表2列出了PC1~PC8的因子载荷矩阵. 为方便比较,这里以载荷值的绝对值来进行比较分析. 对PC1而言,年最大1日、3日、7日、30日、90日流量和基流指数的载荷值都较高,其中最高载荷值为年最大90日流量. 而PC2的载荷值较高的变量有年最小1日、3日、7日、30日和90日流量,其中年最小3日流量的载荷值最高. 后面6个主成分(PC3~PC8)的高载荷值相对较少,且分布比较分散. PC3~PC8的最高载荷值对应的变量分别为年最小流量出现时间、3月流量、6月流量、流量逆转次数、3月流量和低流量年内平均历时. 其中,PC4和PC7的最高载荷值所对应的变量均为3月流量. 因此,最终选取的前8个主成分(PC1~PC8)的解释变量共有7个,依次为年最大90日流量、年最小3日流量、年最小流量出现时间、3月流量、6月流量、流量逆转次数和低流量年内平均历时,也即洞庭湖出口的7个ERHIs.图2 基于主成分分析的特征值和累积贡献率的变化Fig.2 Variations of eigenvalue and cumulative contribution rate explained based on PCA2.3 ERHIs的合理性分析IHA变量之间的自相关性和冗余性问题正受到越来越多的关注. Turner等[25]在研究径流改变和与生态显著相关的水力环境的改变时,揭示了多径流变量之间的冗余性问题. Smakhtin等[17]在利用IHA变量估算环境流量时,指出了年最小多日流量之间的差异小于6%,存在着较高的自相关性,且年最大多日流量表现出了同样的特征. 为了有效地缓解众多水文变量的冗余性问题,部分学者也开展了相应的研究. 基于33个IHA变量,相关文献中ERHIs的选取结果如表3所示. 其中,Gao 等[19]根据PCA研究了不同数据集的ERHIs:模拟数据集确定了4个ERHIs;实测数据集则选取了8个ERHIs(表3). 这也充分表明不同数据集之间的分析结果可能存在一定的差异.与以上研究成果相比,本文确定的7个ERHIs分别为年最大90日流量、年最小3日流量、年最小流量出现时间、3月流量、6月流量、流量逆转次数和低流量年内平均历时,在数量上和具体的变量上都与以上研究结果不完全相同. 这种差异性很可能是由于不同的研究对象表现出不同的水文特征所导致的,但是这些ERHIs之间仍然存在着一些共性. 从表3可以看出,所有研究结果中都包含了一个年最大多日流量和一个年最小多日流量,而这些变量也正是前两个PC的高载荷值发生聚类的地方(表2). 其次,年最小流量出现时间在各研究结果中也都出现了(除Gao等[19]的研究外). 而年极端流量的出现时间恰恰也是水生生物进入生命循环周期的重要信号[26],在实际研究中需要格外关注. 另外,月流量、高低流量发生次数和历时以及变化率等组别基本上也都包含了至少一个变量. 也就是说,洞庭湖出口的ERHIs基本上涉及到了IHA的所有5个分组(表1),且含有每组中的至少一个变量. 这也充分说明,根据PCA筛选出的ERHIs在减少32个IHA变量冗余性的同时,有效地保留了原始数据的信息.表2 前8个主成分的载荷值*Tab.2 Loadings for the first eight principal componentsIHA变量PC1PC2PC3PC4PC5PC6PC7PC81月流量0.070.460.66-0.20-0.210.090.110.082月流量0.040.380.43-0.510.04-0.100.360.223月流量0.020.410.17-0.610.00-0.190.390.074月流量0.220.43-0.15-0.290.230.14-0.02-0.285月流量0.520.02-0.10-0.100.500.25-0.04-0.186月流量0.220.180.11-0.140.670.240.08-0.207月流量0.780.120.140.25-0.040.180.05-0.098月流量0.750.05-0.010.27-0.180.100.200.139月流量0.650.08-0.10-0.03-0.42-0.14-0.140.0510月流量0.580.14-0.46-0.12-0.160.13-0.320.0911月流量0.190.23-0.700.040.08-0.180.070.0812月流量0.060.18-0.680.120.160.160.340.34年最小1日流量-0.250.84-0.090.30-0.080.020.04-0.24年最小3日流量-0.280.87-0.060.30-0.050.04-0.05-0.17年最小7日流量-0.370.86-0.010.28-0.060.07-0.08-0.07年最小30日流量-0.370.840.020.23-0.020.04-0.11-0.01年最小90日流量0.130.76-0.02-0.390.10-0.220.010.19年最大1日流量0.860.160.220.21-0.02-0.05-0.120.17年最大3日流量0.870.160.210.20-0.01-0.06-0.120.15年最大7日流量0.890.140.200.200.00-0.04-0.120.13年最大30日流量0.900.070.230.200.050.04-0.090.05年最大90日流量0.910.080.170.200.100.170.08-0.03基流指数-0.820.440.120.23-0.100.03-0.080.02年最小流量出现时间-0.050.050.76-0.190.02-0.28-0.350.01年最大流量出现时间0.13-0.02-0.160.39-0.46-0.380.28-0.13低流量年内发生次数-0.630.030.270.150.190.12-0.350.37低流量年内平均历时0.38-0.180.47-0.02-0.370.270.30-0.42高流量年内发生次数0.160.02-0.41-0.50-0.410.33-0.28-0.03高流量年内平均历时0.420.010.050.410.50-0.300.150.06上升率0.610.27-0.07-0.410.01-0.05-0.28-0.12下降率-0.59-0.390.370.340.170.00-0.06-0.09流量逆转次数-0.350.040.250.12-0.180.630.190.38*粗体数值是该主成分中较高的几个载荷值,带下划线的数值为该主成分的最高载荷值.表3 相关文献中基于IHA变量选取的ERHIsTab.3 ERHIs selected from IHA variables in some related literatures方法ERHIs参考文献GP、PCA、AM年最小流量出现时间、上升率、流量逆转次数、年最大3日流量、年最小7日流量、5月流量Yang等[18]PCA模拟数据集:5月流量、年30日最小流量、上升率、年最大流量出现时间实测数据集:年最小30日流量、年最大7日流量、2月流量、11月流量、6月流量、3月流量、上升率、高流量年内平均历时Gao等[19]PCA年最小7日流量、年最大7日流量、年最小流量出现时间、年最大流量出现时间、高流量年内发生次数Zhang等[27]PCA年最大90日流量、年最小3日流量、年最小流量出现时间、3月流量、6月流量、流量逆转次数、低流量年内平均历时本研究图3 7个ERHIs之间的相关关系Fig.3 Correlations among the seven ERHIs为了进一步分析ERHIs的合理性,图3展示了洞庭湖出口的ERHIs之间的相关系数,显然7个ERHIs之间的相关性大大减小. 从图3可以看出,相关性最强的为年最大90日流量和低流量年内平均历时,但是其相关系数仅有0.48. 绝大多数ERHIs之间的相关系数(绝对值)都不超过0.20,甚至有超过一半以上变量的相关系数(绝对值)都小于0.10.2.4 洞庭湖出口环境流量的估算在洞庭湖的水资源管理实践中,管理人员需要重点关注洞庭湖出口的7个ERHIs. 由于管理目标相对较少,ERHIs在实际管理过程中也更加容易实现. 例如,在利用RVA设定洞庭湖出口的适宜环境流量时,应当重点关注ERHIs. 所谓的适宜环境流量应当是一个流量变化范围,存在一个流量上限和下限. 无论是超过流量上限还是小于流量下限都会在一定程度上对生态系统造成损害,若长时间维持在这种状态下,甚至会对生态系统造成不可逆的损伤,只有维持在上下限的范围内才是适宜生态系统的环境流量[8,28].根据上面的分析可知,洞庭湖出口的7个ERHIs不仅保留了IHA的有效信息,而且具有十分重要的生态信息. 所以将ERHIs也作为洞庭湖出口环境流量的管理目标,加上12个月的流量(除去3月流量和6月流量两个重复的变量),一共有17个水文变量是最终的管理目标(表4). 表4中的最低阈值和最高阈值分别对应着最小环境流量和最大环境流量,也即维持洞庭湖出口生态功能正常所需的最小流量和最大流量. 从生态环境需水的角度来看,低于最小流量或超过最大流量都会给生态系统造成严重的影响.表4 基于改进的RVA估算的洞庭湖出口环境流量阈值*Tab.4 Environmentalflow of the outlet of Lake Dongting calculated by improved RVA水文变量单位平均值(m)标准差(sd)最低阈值(m-sd)最高阈值(m+sd)1月流量m3/s2636.851342.991293.863979.842月流量m3/s3476.781559.541917.245036.323月流量m3/s5402.852238.233164.627641.084月流量m3/s8653.252677.275975.9811330.525月流量m3/s12568.674506.088062.5817074.756月流量m3/s14023.573485.6610537.9117509.237月流量m3/s17114.335335.7111778.6222450.058月流量m3/s13568.724933.898634.8318502.619月流量m3/s11289.484688.546600.9515978.0210月流量m3/s7985.983097.104888.8911083.0811月流量m3/s5284.372314.862969.517599.2312月流量m3/s3018.761403.351615.414422.12年最大90日流量m3/s16197.903633.1112564.7919831.01年最小3日流量m3/s1470.79347.651123.131818.44年最小流量出现时间儒略日164.65164.38329.030.27流量逆转次数次51.4311.8239.6263.25低流量年内平均历时d26.8723.383.4950.26*年最小流量出现时间的单位为儒略日,即公历的天数,其数值大小无实际意义. 由于洞庭湖出口的年最低流量一般出现在12月或次年1月,同时为了保证时间的连续性,故以当年的年末(第329.03天)作为最低阈值,而以次年的年初(第0.27天)作为最高阈值,即年最小流量出现时间的变化范围为第329.03天至次年的第0.27天.相比于32个变量的RVA,根据ERHIs改进的RVA所设定的洞庭湖出口环境流量的管理目标数量大大减少,其在实际管理和操作中的优势显而易见. 此外,流域水库的调度模式也可以参考环境流量的变化范围,从而维持当地生态系统处于正常状态,这对其他河流、湖泊的水资源管理、生态恢复和保护具有一定的借鉴意义. 2.5 ERHIs的生态水文响应关系虽然IHA十分全面地描述了洞庭湖出口的水文情势特征,但是ERHIs的选取既减少了IHA的自相关性和冗余性问题,也有利于进一步筛选出与生态最相关的水文变量. 从洞庭湖出口7个ERHIs的时间变化特征来看,6月流量和年最大90日流量都呈下降趋势,而3月流量、年最小3日流量和流量逆转次数具有上升趋势. 其中,年最大90日流量以每年86 m3/s的速率下降,年最小3日流量以每年8m3/s的速率上升,年最小流量出现时间有提前的迹象,而流量逆转次数自2009年以后急剧上升(图4). 这种变化特征表明了洞庭湖出口的洪峰流量被大大削弱,且低流量有所增加. 究其原因,很可能与流域上众多的水库采用“蓄洪补枯”的运行调度模式有关[29-30]. 据2009年的统计数据,湖南省的水库数量超过1万座,总库容超过392亿m3,约占1951-2009年多年平均径流量的24%[31].图4 ERHIs的时间(1955-2014年)变化特征(红色实线表示线性趋势,两条红色虚线之间区域表示95%的置信区间)Fig.4 Temporal variations of ERHIs (1955-2014)(The red lines denote the trend of each ERHIs,the regions between two red dashed lines denote the 95% confidence interval)在气候变化和人类活动的双重影响下,洞庭湖的水文情势发生了显著变化,并引发了一系列的连锁生态效应[32]. 由于受到三峡水库和洞庭湖流域上众多水库的共同影响,洞庭湖的枯水期提前,导致苔草(Carex)群落挤占了虉草(Phalaris)群落的生存空间,促使虉草群落的生长带向高程更低的泥滩地移动[33]. 湖泊水位下降使得洞庭湖洲滩湿地提前出露,淹没历时的减少又使得泥滩地上的植被提前萌发,进而导致湿地植被向湖心方向发生正向演替[34-36]. 湿生植被群落结构和分布格局的变化会直接影响水鸟的食物来源,严重威胁鸟类赖以生存的栖息地. Zhao等[37]的研究表明,洞庭湖湿地的白额雁(Anser albifrons)从1980s的5万只持续减少,到2010年甚至不足1000只,这主要是由于洞庭湖退水时间提前,导致白额雁赖以生存的苔草群落结构发生改变. 水文情势变化对水生生物的影响同样不能忽视,水温、水质、水沙等条件随着水文情势的变化而发生改变,进而改变栖息地环境,影响水生生物的生存、繁殖、新陈代谢等活动[38-39]. 从ERHIs来看,年最小流量出现时间与鱼类群落的多样性有关,低流量与鱼类的丰度有关[18]. 朱轶等[40]认为三峡大坝汛末蓄水导致了西洞庭湖流量下降、高水位持续时间减少,使得鲤(Cyprinus carpio)、鲫(Carassius auratus)的生存空间持续减少,是造成西洞庭湖鱼类多样性急剧下降的重要原因之一. 对于以流量变化为生存策略的洄游产卵鱼类来说,洪峰流量的削减会使这种信号减弱,甚至消失,从而影响洄游鱼类的生殖和繁衍[41]. 洞庭湖出口的流量逆转次数呈现出明显的上升趋势(图4),而流量逆转次数的变化则暗示着水生生境也随之发生变化,而这种变化的生境有可能更加适合外来入侵物种生存,进而导致本地物种灭绝[9]. 因此,将洞庭湖的环境流量控制在合理的范围内将有利于缓解洞庭湖生态系统当前所面临的突出问题.3 结论1)相关性分析揭示了IHA参数之间的高相关性,说明其冗余性问题比较突出. PCA 的分析结果表明,特征值大于1的前8个主成分的累积贡献率约为80%. 据此确定的洞庭湖出口的7个ERHIs依次为年最大90日流量、年最小3日流量、年最小流量出现时间、3月流量、6月流量、流量逆转次数和低流量年内平均历时. 通过与已有研究结果的横向对比以及ERHIs自身的纵向对比,都表明所选取的7个ERHIs是合理的.2)ERHIs能有效缓解IHA变量的冗余性问题,并保留了关键的生态水文信息. 根据ERHIs改进的RVA方法将原来的32个水文变量缩减至17个,极大地简化了水资源调控目标. 该方法在洞庭湖出口环境流量估算中的应用,显示了其具有更强的实用性,有利于通过较少的水文变量来描述生态系统对水文情势变化的响应关系,对水资源管理和生态系统保护都具有重要的参考价值和借鉴意义.4 参考文献【相关文献】[1] Huang YL, Fu BJ, Chen LD. Advances in ecohydrological process research. Acta Ecologica Sinica, 2003, 23(3): 580-587. [黄奕龙, 傅伯杰, 陈利顶. 生态水文过程研究进展. 生态学报, 2003, 23(3): 580-587.][2] Bunn SE, Arthington AH. Basic principles and ecological consequences of altered flow regimes for aquatic biodiversity. Environmental Management, 2002, 30(4): 492-507. DOI: 10.1007/s00267-002-2737-0.[3] Chang FJ, Tsai MJ, Tsai WP et al. Assessing the ecological hydrology of natural flow conditions in Taiwan. Journal of Hydrology, 2008, 354(1/2/3/4): 75-89. DOI:10.1016/j.jhydrol.2008.02.022.[4] Zhang ZJ, Zhang Q, Gu XH et al. Changes of eco-flow due to hydrological alterations in the Yellow River Basin. Journal of Natural Resources, 2016, 31(12): 2021-2033. DOI:10.11849/zrzyxb.20160068. [张宗娇, 张强, 顾西辉等. 水文变异条件下的黄河干流生态径流特征及生态效应. 自然资源学报, 2016, 31(12): 2021-2033.][5] Yang ZF, Cui BS, Sun T et al eds. The mechanism, model and allocation for wetland ecological water requirement. Beijing: Science Press, 2012: 7-22. [杨志峰, 崔保山, 孙涛等. 湿地生态需水机理、模型和配置. 北京: 科学出版社, 2012: 7-22.][6] Richter BD, Baumgartner JV, Powell J et al. A method for assessing hydrologic alteration within ecosystems. Conservation Biology, 1996, 10(4): 1163-1174. DOI:10.1046/j.1523-1739.1996.10041163.x.[7] The Nature Conservancy. Indicators of hyd rologic alteration version 7.1 user’s manual, 2009.[8] Richter BD, Baumgartner JV, Wigington R et al. How much water does a river need? Freshwater Biology, 1997, 37(1): 231-249. DOI: 10.1046/j.1365-2427.1997.00153.x.[9] Suen JP. Potential impacts to freshwater ecosystems caused by flow regime alteration under changing climate conditions in Taiwan. Hydrobiologia, 2010, 649(1): 115-128. DOI: 10.1007/s10750-010-0234-7.[10] Zhang Q, Xiao M, Liu CL et al. Reservoir-induced hydrological alterations and environmental flow variation in the East River, the Pearl River basin, China. Stochastic。
10,长江水质的量化评价与预测析(最新

长江水质的量化评价与预测分析摘要本文分析评价了长江近年的水质情况,确定出长江主要污染源,并分析预测了未来10年长江的污染情况。
建立了模糊综合评价模型来评价长江水质。
由所给17个观测站28个月的水质数据,分别求出每个观测站水质处于各类污染的隶属度,建立单因子模糊评判矩阵,结合评价指标的权系数向量,求出反映17个观测站水质状况的模糊综合评判矩阵,并进行归一化处理。
求解得长江全流域1类水质断面占17.65% ,2类水质断面47.06%,3类水质断面23.53%,4类水质断面5.88%,5类水质断面5.88%,并得到各断面的水质情况。
改进稳态一维对流扩散水质模型,分别求出长江干流上六个江段高锰酸盐(CODMn)和氨氮(NH3-N)的污染量。
再结合支流的地理位置及支流观测站的污染浓度数据,分析相关图象,得出长江干流近一年多主要污染物高锰酸盐和氨氮的污染源均主要分布在:湖北宜昌至湖南岳阳江段沿岸、重庆朱沱至湖北宜昌江段沿岸,以及岷江流域的四川乐山地区。
根据过去10年的长江流域水质数据,利用灰色预测理论中的GM(1,1)模型,对长江未来水质污染的发展趋势做出预测并进行了残差检验,预测结果精度优良。
用MATLAB编程求解得出10年后可饮用水的河长预测比例。
行的建议和意见。
一、问题重述长江是我国第一、世界第三大河流,长江水质的污染程度日趋严重,已引起了相关政府部门和专家们的高度重视。
现已知长江沿线17个观测站(地区)近两年多主要水质指标的检测数据、干流上7个观测站近一年多的基本数据(站点距离、水流量和水流速)以及“1995~2004年长江流域水质报告”给出的主要统计数据。
一般说来,江河自身对污染物都有一定的自然净化能力,反映这种能力的指标称为降解系数。
根据检测,主要污染物高锰酸盐指数和氨氮的降解系数可以考虑取0.2(单位:1/天)。
给出国标(GB3838-2002)《地表水环境质量标准》中的4个主要项目标准限值(见附件8),其中Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ类为可饮用水。
河海大学水资源规划及利用复习知识点

河海大学水资源规划与利用复习资料一、水资源特点:流动性,可再生性,多用途性,公共性,利与害的两重性水资源的综合利用:同时满足几个部门的需要,并且将除水害和兴水利结合起来统筹解决,这种开发水资源的方式,称为水资源的综合利用防洪与兴利矛盾:疏浚河道有利于防洪、航运等,但降低了河水位,可能不利于自流灌溉引水;若筑堰抬高水位引水灌溉,又可能不利于泄洪,但却降低了水电站的水头,使所发电能减少。
二1水资源评价的涵义与任务水资源评价是对某一地区或流域水资源的数量、质量、时空分布特征、开发利用条件、开发利用现状和供需发展趋势作出的分析估价。
它是合理开发利用和保护管理水资源的基础工作,为水利规划提供依据依据:《中华人民共和国水法》《水资源评价导则》(SL/T238-1999)水资源评价的内容:水资源评价的背景与基础水资源数量评价水资源质量评价水资源开发利用及其影响评价水资源综合评价2、中国水资源评价分区10个一级区——按流域水系划分,以松花江、辽河、海河、黄河、淮河、长江、东南诸河、珠江、西南诸河和西北诸河80个二级区——一级区以下划分二级区,基本保持河流水系完整性;3、水平年、典型年和系列法水平年基准年:为现状情况,又称现状水平年,是指进行水资源评价工作的现状情况,以某一年为标准——力求准确地反映实际情况近期水平年:为近期情况,一般为基准年以后的5~10年——要求有一定的精度——供需分析时应进行平衡的调整中期水平年:为远景情况,一般为基准年以后的15~20年——精度要差一些——供需分析时也可不作调整平衡远期水平年:一般为基准年以后的30~50年——精度将会更差一些——仅侧重于区域水资源承载能力的宏观分析典型年法典型年法又称代表年法首先根据对已有水文气象资料进行频率分析的成果,确定平水年和枯水年等不同典型年的雨情和水情,然后在此基础上对各水平年的水资源供需情况进行分析我国规定,平水年保证率P=50%,枯水年保证率P=75%,特枯水年保证率P=90%(或95%)典型年选择一般选水利年或水文年,合理确定年总水量和年内分配同一年各分区的保证频率不同时——上、中、下游或各分区的协调降雨和径流的频率不同时——根据实际情况分析确定:供水主要靠河川径流、而且有较强水库调蓄能力的情况,也应按径流系列选择;河川径流供水相对较少且调节能力差的区域,应按降雨系列选择系列法系列法,又称为水资源供需平衡动态模拟法——根据所选的水文气象系列,通过逐年逐时段计算,进行未来的水资源供需分析一次历史系列法历史系列循回组合法随机系列模拟法4、水文三要素:降水、径流与蒸发5、主要水均衡参数给水度给水度随地下水位埋深的增加而加大降雨入渗补给系数降雨入渗补给系数有随埋深h加大而减小的趋势潜水蒸发系数渠系渗漏与灌溉入渗补给系数6、水质标准按功能高低将水质划分为五类:Ⅰ类:主要适用于源头水,国家自然保护区。
遵化市水资源综合评价

遵化市水资源综合评价第一章基本情况1.1地理位置遵化市在唐山市北部燕山南麓,位于东经117°34′~118°14′与北纬39°55′~40°22′之间。
北部以长城为界与承德市兴隆县相邻,西部为天津市蓟县,东靠迁西县,南接丰润区和玉田县。
全市东西长53km,南北宽43km,总面积1509km2。
见图1-1 遵化市基本情况图。
1.2地形地貌遵化市全境由山区、丘陵、平原三种地貌组成,燕山余脉环绕四周,中部为一山间冲洪积平原,其间有一带状山脉把山间平原分成南北两个山间川地,有“三山两川”之称,一般海拔高程为50~1000m。
西北有黄花山,海拔845m,北有舍身台,海拔647m,东北有三道毛山,海拔788m,最高山峰为六里坪山,海拔1440m。
北部山区生物植被较好,谷地和丘陵为耕地集中地。
中部北川平原区主要为沙河冲洪积平原,地势平坦开阔,土质肥沃,是花生、小麦、玉米等主要作物产区。
中道山区南北宽1~3km,东起黄台口,西至边界,长约30km,山体单向窄薄,不易风化,土质较差。
南部川地由沙河、黎河冲洪积而成,第四纪沉积较厚,土质肥沃,是小麦、玉米、水稻、棉花的主要产区,有遵化天府之称。
南部山区海拔50~400m,多为石灰岩岩性,节理多、岩溶发育,形成孤立高山,只有在谷地才能种植玉米、杂粮等,是主要的干鲜果品产区。
图1-1遵化市基本情况图1.3河流水系遵化市共有大小河流37条,分属滦河、蓟运河水系。
滦河水系只有位于遵化市东北角的洪山口河,流域面积41.8km2,向北流出长城后进入兴隆县往东流入洒河。
蓟运河水系在遵化境内有淋河、沙河、黎河、还乡河四大河流。
1.3.1 沙河沙河发源于兴隆县大青山东侧,经长城口山楂峪进入遵化市,经侯家寨、遵化镇东、西留村,然后流经水平口至平安城出境。
沙河是遵化市最大的河流,遵化境内面积560.28km2,支流众多,较大的支流有老爪河、清水河、魏进河、马兰河等。
过水性湖泊

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过水性湖泊自净能力的动态变化 !
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水体的自净能力与水体中微生物、 藻类和水生高等 %&&% ; 植物等的生物种类及数量关系密切 ( !"##"$, ’(#)"*+",, %&&- ) , 植被及相应动物群落和微生物群 落的完整性及生长状况是湿地自净功能的关键。其 中水生高等植物可促进湖水含氮、 磷物质的沉降以 及抑 制 其 再 悬 浮 和 释 放, 降 低 水 体 氮、 磷的含量 ( ."// 0 123)4$54, 6778 ; 92:2#4) !" #$% , %&&% ; 全为民 等, %&&; ; 童昌华等, %&&; ; <*4## !" #$% , %&&= ) 。湿地 生态系统植被破坏往往导致湿地自净能力的下降。 湿地生态系统的自净能力可通过一些物理、 化 学、 生物指标的变化来描述 ( >*?@2?", !" #$% , %&&% ; !2$A !" #$% , %&&% ; B2A$4##C !" #$% , %&&; ) ; 但变化程 度不仅与湿地生态系统自净能力有关, 入水水质也 影响净化效果 ( 陈桂珠和缪绅裕, 677D ) , 水质较差 时即使是自净能力较弱也可能有较显著的改变。本 文提出应用变异系数来表征系统的自净能力, 并基 于骆马湖若干年来的水质监测资料, 对过水性湖泊 骆马湖的水体自净能力及变化状况进行了研究, 从 而揭示该湿地生态系统健康状况的变化, 并为湿地 生态系统健康状况评价指标的选择提供参考。 !" 研究地区与研究方法 !# $" 研究地概况 骆马湖位于江苏省北部的黄淮平原 ( ;-E&&F— ;-E6-FG, 668E&-F—668E68FH ) , 海拔 %% +, 面积 %D&
河流、湖泊、水库、湿地水环境容量计算模型
水环境容量计算模型1)河流水环境容量模型水环境容量是在水资源利用水域内,在给定的水质目标、设计流量和水质条件的情况下,水体所能容纳污染物的最大数量。
按照污染物降解机理,水环境容量W 可划分为稀释容量W 稀释和自净容量W 自净两部分,即:W W W =+稀释自净稀释容量是指在给定水域的来水污染物浓度低于出水水质目标时,依靠稀释作用达到水质目标所能承纳的污染物量。
自净容量是指由于沉降、生化、吸附等物理、化学和生物作用,给定水域达到水质目标所能自净的污染物量。
河段污染物混合概化图如图11。
4—1。
根据水环境容量定义,可以给出该河段水环境容量的计算公式:图11.4—1 完全混合型河段概化图0()i si i i W Q C C =-稀释i i si i W K V C =⋅⋅自净即:0()i i si i i i si W Q C C K V C =-+⋅⋅考虑量纲时,上式整理成:086.4()0.001i i si i i i si W Q C C K V C =-+⋅⋅其中:当上方河段水质目标要求低于本河段时:0i si C C =当上方河段水质目标要求高于或等于本河段时:00i i C C =式中:i W -第i 河段水环境容量(kg/d );i Q -第i 河段设计流量(m 3/s );i V —第i 河段设计水体体积(m 3);i K —第i 河段污染物降解系数(d -1);si C —第i 河段所在水功能区水质目标值(mg/L );0i C —第i 河段上方河段所在水功能区水质背景值(mg/L ),取上游来水浓度。
若所研究水功能区被划分为n 个河段,则该水功能区的水环境容量是n 个河段水环境容量的叠加,即:1ni i W W ==∑01131.536()0.000365n ni si i i i i i i W Q C C K V C ===-+⋅⋅∑∑式中:W —水功能区水环境容量(t/a);其他符合意义和量纲同上.2)湖泊、水库水环境容量计算模型有机物COD 、氨氮的水环境容量模型:在目前国内外的研究中,多采用完全均匀混合箱体水质模型来预测水库水体长期的动态变化,即将水库视为一个完全混合反应器时,有机物的容量计算模型可以用水体质量平衡基本方程计算。
基于水足迹理论与LMDI模型的贵州省水资源利用评价
基于水足迹理论与LMDI模型的贵州省水资源利用评价吴昊; 张兴奇; 都金康【期刊名称】《《中国岩溶》》【年(卷),期】2019(038)005【总页数】8页(P696-703)【关键词】水足迹; 评价体系; LMDI模型; 驱动因素; 贵州省【作者】吴昊; 张兴奇; 都金康【作者单位】南京大学地理与海洋科学学院南京 210023【正文语种】中文【中图分类】TV213.4; P641.80 引言水资源是人类生存和社会发展的物质基础,其科学管理与合理分配是促进一个地区人口、经济与环境协调发展的重要因素。
近年来,社会经济的快速发展与人口的增长,使得水资源的需求量逐年增加,水资源供需矛盾日渐加剧。
为定量评价人类活动对水资源的实际需求与消耗情况,引入水足迹理论及相关计算方法来估算实体水与虚拟水的消耗。
水足迹从消费的视角研究水资源利用状况,有利于区域制订适宜的虚拟水战略来减缓水资源压力[1]。
水足迹概念于2002 年由荷兰学者Hoekstra 提出,指一个国家、一个地区或一个人在一定时间内消耗的所有产品或服务所需要的水资源总量[2]。
当前国外学者对于水足迹开展了大量研究,有的学者从消费的角度出发,研究虚拟水在国际贸易之间的转移及其对水安全和水资源可持续利用的影响[3-4];有的学者侧重于对作物蓝水、绿水和灰水足迹进行分析以及生产过程中作物产品用水量的计算[5-6]。
而从国内水足迹的研究进展来看,有较多的研究将水足迹理论应用到区域水资源的评价。
周玲玲等[7]以即墨市(缺水城市)为研究对象,应用水足迹理论与DPSIR 模型构建了水资源可持续利用评价体系,并采用变异系数法和熵值法相结合的客观组合赋权法确定了指标体系权重;刘楚烨等[8]运用水足迹核算方法分析了江苏省水足迹变化特征,并引入灰色模型预测研究区内水足迹发展趋势;何开为等[9]基于水足迹理论评价了云南省农业水资源与经济系统的可持续发展状况,并定量分析了全省农业水资源的相对承载力。
基于MIKE SHE模型的洋河流域水环境模拟研究
收稿日期:2020-05-26 基金项目:水体污染控制与治理科技重大专项区域水环境保
护及湿地水质保障技术与示范项目(2017ZX07101003-08);湖北工业大学博士科研启动基金资助项目(BSQD2016029) 作者简介:李泽实(1994—),男,浙江慈溪人,硕士研究生,研
究方向为生态水利 通信作者:刘瑞芬(1986—),女,湖北天门人,副教授,博士,
从事生态水利研究工作 E⁃mail:ruifen1986@aliyun.com
【水环境与水生态】基于MIKESHE模型的洋河流域水环境模拟研究李泽实1,辛小康2,刘瑞芬1(1.湖北工业大学土木建筑与环境学院,湖北武汉430068;2.长江水资源保护科学研究所,湖北武汉430051)摘 要:张家口市作为京津冀水源涵养功能区及冬奥会举办场地,当地社会经济发展对水环境提出了更高要求,改善流经张家口市7区4县的洋河水环境迫在眉睫。基于MIKESHE模型,建立洋河水环境对流域排污的响应关系,评估3种不同点源和面源污染控
制方案下洋河水质改善效果,结果表明:在平水年来水情况下,基础情景下2019年洋河干流关键断面八号桥COD和TP全年达标率仅为33%和75%;方案一仅控制城镇生活污水(点源污染)使其达标排放,八号桥断面COD和TP达标率提高至100%;方案二控制农村生活污水(面源污染)使其达标排放,八号桥断面COD和TP达标率分别提升至58%和82%;方案三同时控制点源污染和面源污染,水质改善效果最好,可以避免来水过少时出现水质超标问题。关键词:水环境;MIKESHE模型;洋河流域中图分类号:X522;TV211.1 文献标志码:A doi:10.3969/j.issn.1000-1379.2022.02.020 引用格式:李泽实,辛小康,刘瑞芬.基于MIKESHE模型的洋河流域水环境模拟研究[J].人民黄河,2022,44(2):100-105.
SimulationStudyonImprovementofWaterEnvironmentinYangheRiverBasinBasedonMIKESHEModelLIZeshi1,XINXiaokang2,LIURuifen1
中国地表水环境质量标准研究
第33卷㊀第11期2020年11月环㊀境㊀科㊀学㊀研㊀究ResearchofEnvironmentalSciencesVol.33ꎬNo.11Nov.ꎬ2020收稿日期:2020 ̄06 ̄22㊀㊀㊀修订日期:2020 ̄09 ̄22作者简介:张远(1970 ̄)ꎬ男ꎬ辽宁沈阳人ꎬ研究员ꎬ博士ꎬ博导ꎬ主要从事水生态保护修复研究ꎬzhangyuan@craes.org.cn.∗责任作者ꎬ吴丰昌(1965 ̄)ꎬ男ꎬ浙江衢州人ꎬ中国工程院院士ꎬ研究员ꎬ博士ꎬ博导ꎬ主要从事环境地球化学和水质基准研究ꎬwufengchang@vip.skleg.cn基金项目:国家水体污染控制与治理科技重大专项(No.2017ZX07301)SupportedbyNationalMajorScienceandTechnologyProgramforWaterPollutionControlandTreatmentꎬChina(No.2017ZX07301)中国地表水环境质量标准研究张㊀远ꎬ林佳宁ꎬ王㊀慧ꎬ郭昌胜ꎬ丁㊀森ꎬ贾晓波ꎬ霍守亮ꎬ徐㊀建ꎬ刘㊀琰ꎬ王海燕ꎬ吴丰昌∗中国环境科学研究院水生态环境研究所ꎬ环境基准与风险评估国家重点实验室ꎬ北京㊀100012摘要:«地表水环境质量标准»是水环境管理的尺度ꎬ在推动我国水污染防治㊁公众健康与水生态安全保障等方面发挥着十分重要的作用.随着我国进入生态文明建设新阶段ꎬ水环境保护和社会经济发展形势发生深刻变化ꎬ如何与时俱进ꎬ及时修订丰富现行标准成为迫在眉睫的问题.全面剖析了我国现行GB3838 2002«地表水环境质量标准»修订历程㊁修订依据㊁重要贡献㊁存在问题及国家需求ꎬ结合国际标准发展趋势和我国社会发展阶段ꎬ提出未来将«地表水环境质量标准»由单项标准向系列标准转变的修订思路框架.初步阐述了由系列标准构成的 1+N 的标准体系框架ꎬ其中ꎬ 1 是地表水环境质量基本项目标准ꎬ用于判断地表水环境质量的优劣程度ꎬ反映水环境功能的基本水质要求ꎻ N 是不同的特定保护项目标准ꎬ包括保护水生生物的有毒有害污染物项目水质标准㊁地表饮用水源地水质标准㊁湖泊营养物状态评价标准以及地表水水生物状况评价标准ꎬ并提出了各分标准的相关制修订方案.关键词:«地表水环境质量标准»ꎻ修订ꎻ饮用水源地ꎻ保护水生生物ꎻ湖库富营养化中图分类号:X524㊀㊀㊀㊀㊀文章编号:1001 ̄6929(2020)11 ̄2523 ̄06文献标志码:ADOI:10 13198∕j issn 1001 ̄6929 2020 10 14ResearchonEnvironmentalQualityStandardforSurfaceWaterZHANGYuanꎬLINJianingꎬWANGHuiꎬGUOChangshengꎬDINGSenꎬJIAXiaoboꎬHUOShouliangꎬXUJianꎬLIUYanꎬWANGHaiyanꎬWUFengchang∗StateKeyLaboratoryofEnvironmentalCriteriaandRiskAssessmentꎬInstituteofWaterEnvironmentScienceꎬChineseResearchAcademyofEnvironmentalSciencesꎬBeijing100012ꎬChinaAbstract:EnvironmentalQualityStandardforSurfaceWaterarethemainbasisforwaterenvironmentmanagementꎬwhichplayaveryimportantroleinpromotingthepreventionandcontrolofwaterpollutionꎬpublichealthandwaterecologicalsecurityinChina.WiththeconstructionofChinaᶄsecologicalcivilizationintheneweraꎬmajorchangeshavetakenplaceinwaterenvironmentprotection.Thereforeꎬtheexistingstandardsaredifficulttomeettheneedsofthecurrentmanagementꎬandtherevisionofthestandardshasbecomeextremelyurgent.ThispapercomprehensivelyanalyzestherevisionprocessꎬbasisꎬimportantcontributionꎬexistingproblemsandrevisionrequirementsforcurrentEnvironmentalQualityStandardforSurfaceWater(GB3838 ̄2002).CombinedwiththedevelopmenttrendofinternationalstandardsandthesocialandeconomicstageinChinaꎬtherevisionideaoftransformingtheEnvironmentalQualityStandardforSurfaceWaterfrommonoidalstandardstoserial 1+N standardsispreliminarilyputforward.Withinthestandardsystemframeworkꎬ1 isthebasicprojectofthestandardsꎬwhichcanbeusedtojudgethedegreeofsurfacewaterenvironmentalqualityandreflectthebasicwaterqualityrequirementsofwaterenvironmentalfunctions. N referstothespecificprotectionprojectsofthestandardsꎬincludingtoxicandharmfulpollutantstandardsfortheprotectionofaquaticorganismsꎬwaterenvironmentalqualitystandardsfordrinkingwatersourcesꎬevaluationstandardsforlakeeutrophicationꎬandevaluationstandardsforaquaticbiologicalindicators.Lastlyꎬtherevisionschemesofeachsub ̄standardintheserialstandardsareintroduced.Keywords:EnvironmentalQualityStandardforSurfaceWaterꎻreviseꎻdrinkingwatersourceꎻaquaticorganismsprotectionꎻlakeeutrophication㊀㊀㊀环㊀境㊀科㊀学㊀研㊀究第33卷㊀㊀水环境质量标准是指为保护人体健康㊁水生物安全以及正常使用等功能而对水体中污染物最大浓度或其他质量要求所作的规定ꎬ通常是以基准或相关标准为依据ꎬ考虑社会㊁经济和技术等发展状况ꎬ经过综合分析制定的管理限值.各国都不断发展和完善原有水环境基准标准ꎬ如美国已发布了水生生物急性慢性基准60项㊁人体健康水质基准122项和感官基准27项[1]ꎬ欧盟制定了45项优控污染物标准[2].我国现行GB3838 2002«地表水环境质量标准»(简称 «标准» )在我国水环境管理中发挥着至关重要的作用.但自2002年修订颁布以来ꎬ至今未再修订ꎬ随着我国地表水环境质量的改善㊁国家目标的变化以及新时代生态文明建设形势的变化ꎬ«标准»难以满足未来生态环境保护要求ꎬ对水环境质量标准修订的需求和呼声日益增加.国家高度重视水环境基准和标准基础研究.已有学者从饮用水源地水质标准㊁湖库营养状态标准㊁人体健康风险等角度ꎬ提出了对我国«标准»修订的建议[3 ̄4].国家水体污染控制与治理科技重大专项(简称 水专项 )从 十一五 至今也开展了水生生物基准㊁人体健康基准㊁湖库营养物基准标准和饮用水源地标准等研究[4 ̄5]ꎬ为我国水环境标准制修订奠定了科学基础.按照我国社会经济绿色发展和生态文明建设的总体要求ꎬ遵循人体健康和生态优先的原则ꎬ结合国家重大科技专项的相关成果和国内外最新成果ꎬ突出水生态环境保护的系统性和完整性原则ꎬ作者提出了我国«标准»修订的总体思路和方案框架ꎬ以期为国家开展水环境标准修订提供储备.1㊀我国地表水环境质量标准发展历程与作用我国地表水环境质量标准历经了37年的发展.1983年首次发布了GB3838 1983«地面水环境质量标准»ꎬ该标准涵盖总氮㊁总磷和COD等20项指标ꎬ将地面水分为三级ꎬ分别为水质良好㊁水质较好以及水质尚可.在1988年第一次修订后ꎬ«标准»内容不断丰富ꎬ项目由20项增至30项ꎬ首次将地面水水域按保护目的划分为Ⅰ~Ⅴ类.1999年第二次修订将原«标准»中地面水改称为地表水ꎬ将指标分为基本项目和选择项目ꎬ共设有水质项目75项.现行«标准»是在2002年第三次修订形成ꎬ不仅进一步强化了水域功能划分ꎬ而且把水质项目增至109项ꎬ分为基本项目㊁地表水源地补充项目和特定选测项目3类.至此ꎬ我国基本建成了反映我国当时水环境污染特点ꎬ符合国家社会经济发展国情状况和管理特点ꎬ适用于在全国层面进行统一评价管理的标准体系.该«标准»充分借鉴㊁吸收了当时美国㊁欧盟等国际水生生物基准㊁人体健康基准和营养物基准的最新成果ꎬ突出人体健康保护㊁饮用水源地和湖库水生态保护ꎬ大幅增加了有毒有机类㊁重金属等指标ꎬ提高了标准限值的科学性ꎬ实现了与欧美国家标准的衔接ꎬ如借鉴当时国外湖库营养物基准成果ꎬ提出了我国湖库总氮㊁总磷标准ꎬ为我国湖库富营养化防控提供了依据ꎻ同时ꎬ«标准»突出了我国水环境管理的特点ꎬ从高到低设置了五类水域环境功能和目标要求ꎬ实现了对水生态环境按功能分类进行保护.综上ꎬ«标准»充分体现了当时我国水环境科研整体实力ꎬ得到了行业内外人员的高度认可ꎬ为我国在高速社会经济过程中水生态环境㊁人体健康的安全保障做出了重大贡献.2㊀我国地表水环境质量标准的修订需求分析2 1㊀«标准»同时兼顾多种水域功能及其水质要求ꎬ但是难以协调不同水域功能的水质关系«标准»基本项目标准值分为五类ꎬ涉及饮用水源㊁渔业㊁农业㊁工业等多种水域功能ꎬ其中一类标准至少对应两类水域功能ꎬ如规定达到Ⅱ类和Ⅲ类标准的水体可用作集中式生活饮用水源地和水生生物栖息地用水ꎬ因此标准值需要同时满足保护人体健康和水生生物的要求.以铜和锌两项污染物为例ꎬ«标准»制定时以美国环境保护局1999年发布的美国水生生物慢性基准和人体健康基准为依据制定了我国现行Ⅱ类水质标准限值[6]ꎬ但是美国人体健康基准中铜㊁锌浓度限值分别为1 3㊁7 4mg∕L[1]ꎬ而美国水生生物慢性基准中二者浓度限值分别为0 00145和0 12mg∕L[1]ꎬ相差60~1000倍ꎬ而我国«标准»中铜和锌两项污染物浓度的Ⅱ类标准限值均为1mg∕Lꎬ可以满足保护人体健康的要求ꎬ而对水生生物的保护可能不足.2 2㊀«标准»主要是依据国外基准值与标准制定ꎬ缺乏符合中国国情的环境基准支撑环境基准是标准制定的科学基础ꎬ基准值往往与本地生物区系㊁水体理化性质和污染物毒性特点等相关.由于缺乏我国环境基准研究的支撑ꎬ«标准»中基本项目的Ⅰ㊁Ⅱ和Ⅲ类标准限值均主要参照美国水生生物急性慢性基准㊁人体健康基准制定ꎬⅣ和Ⅴ类标准限值主要依据美国水生生物急性基准制定ꎬ集中式生活饮用水地表水源地补充项目和特定项目的标准限值主要依据«世界卫生组织饮用水准则»«美国饮用水卫生标准»和«我国饮用水卫生规范»制定[6].由于中美两国水生生物区系㊁水体理化本底背景等不同ꎬ直接引用外国基准值容易造成对本土水生物的4252第11期张㊀远等:中国地表水环境质量标准研究㊀㊀㊀过保护 或 欠保护 ꎬ闫振广等[7]发现50%以上的水污染物在国内外水生物物种敏感度方面存在显著差异ꎬ由于国内外水生生物的物种敏感度存在差异性ꎬ造成同一污染物的不同国家水质基准阈值差别可能超过100倍.2 3㊀«标准»中水质指标及其标准限值未考虑地域背景值的影响«标准»的监测项目体系为全国统一标准ꎬ没有考虑地理环境特征㊁生态系统类型的差异.如溶解氧(DO)浓度与海拔(高程)均存在较大相关性ꎬ青藏高原(海拔高于3500m地区)在夏季温度高于20ħ时ꎬ饱和溶解氧浓度仅为5 9mg∕Lꎬ处于不达标状态ꎬ因此使用统一的溶解氧浓度指标评价西藏自治区㊁青海省等高海拔地区的水质缺乏合理性.美国各州通常依据国家发布的溶解氧浓度的基准值ꎬ制定各区域的溶解氧浓度限值ꎻ英国水环境质量标准中将溶氧量按照溶解氧饱和百分率分级ꎬ制定溶解氧标准[8].化学需氧量(COD)和高锰酸盐指数是我国评价水体污染程度的综合性指标ꎬ该类指标极易受到来自沉积物和土壤淋溶的腐殖酸影响ꎬ这种天然条件下自然产生的腐殖酸含量在南北河流差距显著[9]ꎬ往往造成黑龙江省㊁内蒙古自治区㊁新疆维吾尔自治区㊁青海省和西藏自治区部分地区的COD和高锰酸盐指数环境背景值超标ꎬ«标准»对此类指标背景值超标等问题缺乏统筹考虑.2 4㊀«标准»中湖泊水库缺乏适宜的分区营养物标准ꎬ难以满足当前富营养化控制需求水体富营养化及其导致的蓝藻水华是我国水环境的主要问题ꎬ受到地质㊁气候和温度的影响ꎬ不同区域营养物基准阈值差异较大.美国将全国划分为14个生态区ꎬ不同区域制定不同的营养物基准[10].我国对于湖库型水体ꎬ«标准»中规定了总氮和总磷指标的统一标准ꎬ然而我国地域广阔ꎬ各地区存在地理位置㊁地形地貌㊁气候条件㊁湖泊形态以及人类开发程度等方面的差异ꎬ不同区域湖库水体的富营养化现象对营养物水平的响应差异巨大[11]ꎬ对于受人类干扰强度大的东部大部分浅水湖泊ꎬ营养物基准制定难度更大[12].2 5㊀«标准»中水质标准项目类型覆盖不全面«标准»中集中式生活饮用水地表水源地保护项目共计85项ꎬ非饮用水源的地表水体涉及水生生物保护项目则相对偏少ꎬ其中河流类型地表水仅23项㊁湖库24项.然而ꎬ美国保护水生生物基准共60项ꎬ欧盟保护水生生物基准共45项ꎬ相比之下ꎬ我国对于水生生物保护的项目类型明显不足ꎬ尤其是涉及有毒有害有机污染物的指标较缺乏.近年来ꎬ我国地表水中频繁检测出一些长期累积性㊁复合性新型污染物ꎬ如抗生素㊁环境激素和微囊藻毒素等[13]ꎬ目前«标准»中尚未包含这些物质ꎬ因此缺失对此类污染物排放控制的相应标准ꎬ导致现行环境质量管理中对该类污染物的控制管理不足.2 6㊀«标准»中的指标衔接性问题«标准»中有些指标间存在关联性ꎬ但标准值却相互不衔接ꎬ造成质量管理上存在冲突.以总氮和氨氮两种污染物为例ꎬ水体中溶解性总氮的主要组成是氨氮㊁硝态氮和亚硝态氮ꎬ«标准»中这两种污染物的Ⅱ~Ⅴ类标准值相同ꎬ存在着不协调性.3㊀中国地表水环境质量标准修订思路思考3 1㊀关于我国地表水环境质量标准体系的构建美国和欧盟近年来都更加关注水生态系统保护.美国«清洁水法»明确要求保护地表水化学㊁物理和生物的完整性ꎬ欧盟«水框架指令»也提出要实现地表水达到良好生态状态.在传统考虑水生物毒性和人体健康风险的水生生物和人体健康水质基准基础上ꎬ发达国家进一步发展了营养物㊁沉积物㊁细菌和生物学等基准ꎬ逐渐形成了面向水生态完整性的基准标准体系.如美国于2000年开始制定湖泊营养物基准ꎬ发布了湖泊水库㊁河流㊁河口海岸和湿地不同水体类型的营养物基准技术指南[14 ̄17].欧盟自2000年后开始制定生物调查与评价技术的指导文件ꎬ建立了欧盟差异性的水生态评价标准[18].我国«标准»仍然是以饮用水源地安全㊁水生生物保护为核心ꎬ尚未形成面向水生态完整性的标准体系ꎬ难以支撑由水质保护为主向水质和水生态同时保护转变的管理需求.因此ꎬ在充分考虑水环境管理的延续性等实际情况ꎬ建议我国«标准»可考虑由单标准向系列标准转变ꎬ形成由 1+N 水环境标准簇所构成的标准体系.其中ꎬ 1 为地表水环境质量基本项目标准ꎬ用于判断地表水环境质量的优劣程度ꎬ反映水环境功能的基本水质要求ꎬ体现与«标准»水域功能分类管理的衔接性ꎻ N 为特定保护项目标准ꎬ包括保护水生生物的有毒有害污染物项目水质标准㊁地表饮用水源地水质标准㊁湖泊营养物状态评价标准以及地表水水生物状况评价标准.3 2㊀关于吸纳利用我国水环境基准成果的考虑基于我国环境基准值ꎬ科学制定适合我国的标准限值是关键.水专项已构建了我国水环境基准方法学体系ꎬ提出了保护水生生物㊁人体健康㊁湖泊营养物5252㊀㊀㊀环㊀境㊀科㊀学㊀研㊀究第33卷和沉积物等多种类型污染物的环境基准建议值.以保护水生生物为例ꎬ目前已获得了重金属(Cd㊁Pb㊁Cu㊁Cr㊁Zn等)㊁氨氮㊁持久性有机污染物(PFOS㊁PFOA等)㊁新型有机污染物(三氯生)等多种基于本土生物毒性数据的水生生物基准值[19 ̄25].«标准»修订可吸纳水专项环境基准的研究成果ꎬ以及国内外近20年最新的生态毒理学和环境科学研究成果ꎬ调整完善标准体系设置和相关限值ꎬ修订更新氨氮㊁重金属等有毒有害污染物等项目限值.4㊀«标准»修订的初步方案基于 1+N 水环境质量标准体系ꎬ考虑到我国当前的实际情况ꎬ近期建议重点对基本项目标准㊁保护水生生物有毒有害污染物项目水质标准㊁地表饮用水源地水质标准㊁湖库富营养化评价标准和地表水生物状况评价标准方案进行修订.4 1㊀地表水环境质量基本项目标准各国的标准体系分为2种类型ꎬ一类是欧美的标准体系ꎬ没有基本项目指标ꎬ也不进行分级评价ꎻ另一类是韩国和日本的标准体系ꎬ存在基本项目及分级标准ꎬ基本项目主要包括pH㊁五日生化需氧量(BOD5)㊁悬浮物(SS)㊁溶解氧(DO)㊁大肠菌群/粪大肠菌群数5项指标[26 ̄27].«标准»中基本项目共计24项指标ꎬ含有重金属等有毒有害污染物项目ꎬ超出了水环境质量基本功能评价需求ꎬ建议选择反映水体净化能力的常规指标为主ꎬ对基本项目指标进行优化.通过对国内外常用项目梳理及自动在线监测项目的衔接ꎬ提出将pH㊁BOD5㊁高锰酸盐指数㊁DO㊁氨氮(NH3 ̄N)㊁总磷㊁粪大肠菌群7项指标作为基本项目.COD㊁DO㊁BOD5和高锰酸盐指数为水中有机污染状况的综合性指示指标.COD在国际上一般不作为水质评价指标ꎬ多为污染源监测指标ꎬ而且重铬酸盐法的检出限ȡ50mg∕Lꎬ小于50mg∕L的测定结果误差较大ꎬ通常用于表征污水或污染严重的有机污染程度.根据2018年我国地表水国控断面水质监测数据ꎬ约80%的COD监测值均小于20mg∕L.因此ꎬ将COD作为地表水水环境的基本指标意义不大ꎻ同时ꎬCOD测定过程中需要用到铬和汞ꎬ会造成二次污染ꎬ建议删除COD指标.考虑到我国水质评价和水环境管理的延续性ꎬ建议保留DO㊁BOD5㊁高锰酸盐指数指标以反映水体净化能力和有机污染状况.氨氮是我国长期的污染控制指标ꎬ建议近期仍然保留在基本指标内ꎬ远期可调整到保护水生生物㊁饮用水源地项目中ꎬ作为有毒有害项目进行考虑.总磷是反映我国营养物污染的指标ꎬ国际上河流考核的指标项目中可以不考虑总磷指标ꎬ但是由于我国河湖㊁河海衔接需求ꎬ建议全国层面上根据全国总磷频度分布规律制定标准值ꎬ以满足全国富营养化控制要求ꎻ针对汇入具有不同保护需求的湖泊㊁海洋的河流ꎬ其总磷指标的控制限值可以基于总量控制方案由当地政府制定以衔接国家标准.部分湖泊pH㊁DO㊁高锰酸盐指数等指标易受自然本底和自然过程背景影响ꎬ由于这些指标对水生生态系统未产生不良影响ꎬ建议通过 一湖一策 研究确定该类水体中这些指标的背景值范围ꎬ通过流域或区域标准进行调整优化.氟化物㊁阴离子表面活性剂㊁氰化物㊁挥发酚㊁铜㊁锌㊁硒㊁砷㊁汞㊁铬(六价)㊁镉㊁铅㊁石油类和硫化物等14个项目通常作为保护水生生物或人体健康考虑而制定的指标ꎬ可以调整到保护水生生物的有毒有害污染物水质标准和饮用水源地水环境质量标准项目中.4 2㊀保护水生生物的有毒有害污染物项目水质标准美国㊁欧盟水生生物急性和慢性基准主要包括金属污染物㊁有机污染物等60项指标ꎬ一般采用基准值作为标准值[1 ̄2].我国现行保护水生生物的24项指标中ꎬ有毒有害类污染物仅包括重金属㊁氟化物㊁氰化物㊁阴离子表面活性剂㊁硫化物和挥发酚等13项指标ꎬ难以满足我国水生态保护的要求.建议根据优控污染物清单㊁有毒有害污染物名录㊁我国社会经济技术条件和监测技术等ꎬ按照有毒有害类污染物严格控制㊁不允许对水生生物造成危害的原则ꎬ筛选出我国地表水中检出率较高且对水生生物保护控制不足的污染物.在国外部分污染物的水生生物基准值基础上ꎬ结合我国水环境基准成果ꎬ建议近期可重点围绕铜㊁锌㊁砷㊁汞㊁镉㊁铅㊁铬㊁壬基酚㊁五氯酚㊁阿特拉津㊁硝基苯㊁氰化物㊁氨氮等13类污染物ꎬ提出满足我国水生生物保护的有毒有害污染物控制阈值.4 3㊀基于分区的湖泊营养物状态评价标准湖库水华暴发具有显著的区域差异性.美国根据湖库营养物特征ꎬ将全国的湖泊分成了14个生态分区ꎬ制定了基于分区的营养物基准值[10].国家水专项从 十一五 起就开展了我国湖泊营养物基准研究ꎬ提出了我国湖泊营养物分区方案ꎬ将全国分为东北湖区㊁内蒙湖区㊁新疆湖区㊁中东部湖区㊁东南湖区㊁云贵湖区和青藏湖区共计7个营养物生态区ꎬ并制定了各生态区的总氮㊁总磷和叶绿素a的基准值[28 ̄31].针对目前我国湖库营养物分区控制的需求ꎬ建议将湖泊总氮㊁总磷项目从«标准»中分离ꎬ依据我国湖泊营养物生态分区和营养物基准研究成果ꎬ制定能够体现6252第11期张㊀远等:中国地表水环境质量标准研究㊀㊀㊀各地地质㊁气候和温度差异的湖泊富营养化评价分区方案.为保证湖泊水域生态系统健康及使用功能ꎬ考虑管理的可行性以及国内目前的水体富营养化治理水平ꎬ将湖泊营养标准划分为贫营养㊁中营养㊁轻度富营养㊁中度富营养和重度富营养五类等级ꎬ项目可选择体现湖泊富营养化特征的总氮㊁总磷和叶绿素a等三项指标.4 4㊀地表饮用水源地水质标准建议打破«标准»中人体健康和水生生物保护功能界限不清的现状ꎬ依据目前污染物的理化性质㊁用途ꎬ在我国目前的生产使用及排放情况ꎬ以及在我国地表水和饮用水水源的污染水平㊁检出频次及毒性等ꎬ制定保护人体健康的饮用水源地水质标准.近年来ꎬ美国人体健康基准(2015年)㊁WHO«饮用水导则»(2012年)㊁美国«饮用水标准及健康建议»(2018年)和我国GB5749 2006«生活饮用水卫生标准»(2018年开始修订)等标准不断修订[1ꎬ32 ̄33].«生活饮用水卫生标准»控制指标已由35项增至106项ꎬ其中大肠埃希氏菌㊁毒死蜱㊁亚硝酸盐㊁二英㊁多环芳烃㊁呋喃丹㊁六六六㊁草甘膦㊁2ꎬ4 ̄滴㊁灭草松㊁七氯㊁总α放射性和总β放射性等13项指标未在«标准»中涉及ꎬ2020年1月发布的«生活饮用水卫生标准»(征求意见稿)又增加了碘化物㊁乙草胺㊁高氯酸盐㊁2 ̄甲基异茨醇和土臭素等5项指标ꎬ造成按照«标准»达标的饮用水源经过水厂净化后不能满足«生活饮用水卫生标准»的要求.建议在«标准»的基础上ꎬ增加以上18项指标ꎬ以衔接«生活饮用水卫生标准»ꎻ同时ꎬ应结合我国人体健康指标及基准值ꎬ以及我国目前的水处理能力等ꎬ对高锰酸盐指数㊁砷㊁汞㊁铅㊁氟化物㊁氰化物㊁阴离子表面活性剂㊁硫化物㊁环氧氯丙烷㊁氯乙烯㊁三氯乙烯㊁六氯苯㊁苯并(a)芘㊁阿特拉津和敌敌畏等15项指标的标准值进行修订.4 5㊀地表水水生物状况评价标准水环境管理最终目标是要实现水生态系统结构与功能完整.欧美发达国家分别提出了水生物评价指标及标准ꎬ为促进我国水环境管理向水生态管理的转变ꎬ满足水资源㊁水环境㊁水生态的综合管理要求ꎬ我国环境管理对水生物评价提出了明确的需求.水专项已提出了太湖流域㊁辽河流域的水生物评价指标和标准值[34].中国环境监测总站也制定了河流㊁湖泊的水生态环境质量监测评价技术方法ꎬ其中底栖动物指数已在松花江㊁辽河㊁太湖流域环境监测部门的监测评价中得到了示范应用.基于生态区建立水生物评价指标和标准是通用方式ꎬ但考虑到地方水生物监测评价能力薄弱ꎬ建议我国水生物评价可分两种方式:对于缺乏长期监测数据和能力薄弱的流域或地区ꎬ可选择由全国推荐评价指标体系和相应标准ꎬ具体推荐指标包括生物硅藻指数(BDI)㊁大型底栖动物的底栖动物生物指数(BI)㊁大型栖动物快速评价指数(BMWP)和鱼类损失度指数(FOE)等ꎻ对于历史监测数据完善和监测能力强的流域和区域ꎬ可由地方进一步筛选适宜的指标和制定相应的标准值.5㊀结论a)«标准»存在多种水域功能与水质要求混杂㊁标准值主要依据国外基准值制定㊁水质指标及其标准限值未体现地域差异性㊁缺乏适宜的湖泊水库营养物标准㊁水生物保护项目覆盖不全等问题ꎬ需要理顺«标准»中的水域功能与水质要求的对应关系ꎬ借鉴国际经验ꎬ在充分吸收中国环境基准相关成果的基础上ꎬ建立充分体现水生态完整性保护要求的水质标准.b)在修订过程中ꎬ我国«标准»可由单标准向系列标准体系转变ꎬ形成 1+N 水环境标准体系框架ꎬ其中ꎬ 1 是地表水环境质量基本项目标准ꎬ用于判断地表水环境质量的优劣程度ꎬ反映水环境功能的基本水质要求ꎬ N 是不同的特定保护项目标准ꎬ包括保护水生生物的有毒有害污染物项目水质标准㊁饮用水源地水质标准㊁湖泊营养物状态评价标准以及地表水水生物状况评价标准.c)结合我国已有基准标准成果ꎬ给出了基本项目标准㊁保护水生生物的有毒有害污染物项目水质标准㊁地表饮用水源地水质标准㊁湖泊营养物状态评价标准和地表水水生物状况评价标准制定的相关建议ꎬ为面向未来生态文明建设的标准修订提供储备.参考文献(References):[1]㊀USEPA.Nationalrecommendedwaterqualitycriteria[R].WashingtonDC:OfficeofWaterꎬOfficeofScienceandTechnologyꎬ2013.[2]㊀EuropeanCommunities.Directive2013∕39∕EUoftheEuporeanParliamentandoftheCouncilof12August2013amendingDirectives2000∕60∕ECand2008∕105∕ECasregardsprioritysubstancesinthefieldofwaterpolicy[R].Brussels:EuropeanCommunitiesꎬ2013.[3]㊀郑丙辉ꎬ刘琰.地表水环境质量标准修订的必要性及其框架设想[J].环境保护ꎬ2014ꎬ42(20):39 ̄41.ZHENGBinghuiꎬLIUYan.Necessityandframeworksuggestionforrevisingwaterqualitystandardsforsurfacewater[J].EnvironmentProtectionꎬ2014ꎬ42(20):39 ̄41.[4]㊀王菲菲ꎬ李琴ꎬ王先良ꎬ等.我国«地表水环境质量标准»历次修订概要及启示[J].环境与可持续发展ꎬ2014(1):28 ̄31.WANGFeifeiꎬLIQinꎬWANGXianliangꎬetal.Comparativeanalysisandgeneralizationonenvironmentalqualitystandardsforsurface7252。
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第38卷第3期人民珠江 2017年3月PEARL RIVER http://rmzj.pearlwater.gov.cn doi:10.3969/j.issn.1001—9235.2017.3.008
沈新平,易巧惠,彭向训,等.基于主要信息含量的水资源管理考核指标体系构建——以大通湖为例[J].人民珠江,2017,38 (3):32—35.
基于主要信息含量的 水资源管理考核指标体系构建 ——以大通湖为例 沈新平 ,易巧惠 ,彭向训 ,朱奕丞 (1.湖南省洞庭湖X-程管理局,湖南 长沙410114;2.长沙理X-大学水利工程学院,湖南 长沙410114)
摘要:鉴于大量的水资源管理考核指标造成管理决策困难,信息模糊,提出采用基于主要信息含量的因子分析法 作为指标筛选方法。通过对因子载荷解释因子信息能力的分析,确定指标信息含量,从而精简指标,提高考核效率 和针对性。以大通湖区为例,从水生态、水安全以及水利用3个方面构建水资源管理考核指标体系,结果表明,该 指标体系基本能反映大通湖水资源特征,能够有效的指导大通湖水资源管理工作。 关键词:水资源管理;信息含量;因子分析;大通湖 中图分类号:TV213.4 文献标识码:A 文章编号:1001—9235(2017)3-0032—04
Construction of Water Resources Assessment Index System Based on Main Information Content
——Taking Datong Lake as all Example SHEN Xinping ,YI Qiaohui ,PENG Xiangxun ,ZHU Yicheng (1.Dongting Lake Water Resources administration Bureau of Hunan Province,Changsha 4101 14,China; 2.School of Hydraulic Engineering,Changsha University of Science&Technology,Changsha 4101 14,China)
Abstract:In view of the large number of water resources management assessment indicators which make the management decision— making difficult and the information fuzzy,in this paper,factor analysis method based on the main information content is proposed as an index screening method to solve the problem.Through the analysis of factor load information capacity,the index information content is determined to reduce the index and improve the examination efficiency and pertinence.Taking the Datong Lake area as an example, the assessment index system of water resources management is constructed from the three aspects of water ecology,water security and water utilization.The result shows that the index system can basically reflect the water resources characteristics of Datong Lake。and can effectively guide the water resources management of Datong Lake. Keywords:water resources management;information cortent;factor analysis;Chase lake
在水资源管理过程中常常由于大量的考核指标令决策 者在科学评价及决策中无所适从,抓不到重点…,因此本次 提出基于主要信息含量的因子分析法,通过对各指标中包含 的信息进行分析来筛选指标,利用精简的指标来达到高效管 理。目前国家做最严格水资源管理考核指标体系通常指“三 条红线”管理指标体系,但该指标体系并不适用于类似洞庭 湖这样的管理区域,因此本文将以大通湖为例通过对大通湖 水资源情况的分析构建一套区别于最严格水资源管理指标 32 收稿日期:2016-12-25 作者简介:沈新平,男,湖南常德人,主要从事水资源管理方面的工作。 体系又适应于湖区水资源管理的考核指标体系。 大通湖作为洞庭湖区的一部分,其水资源特性与一般地 区有明显的差别,大通湖区的水资源管理较之其他地区需要 更加重视河湖水系连通等指标,因此,本文以大通湖区为例, 采用因子分析法为大通湖区构建一套能反映其水资源特色 的水资源管理指标体系。 1 基于主要信息含量的因子分析法 1.1基本原理 人民珠江2017年第3期 因子分析理论中因子载荷是指标与因子间的相关系数, 原始指标集绝大多数信息可由少数几个信息量最大的因子 解释。因子的方差贡献率是因子的信息占原始指标集信息 的比例。因子载荷仅能反映指标解释因子信息的多少,并 不能反映指标解释原始指标集信息的多少。由于最大方差 正交旋转后每个指标仅与一个因子相关程度高,从而每个指 标仅通过一个因子载荷就可反映指标解释因子信息的多少。 因此以因子的方差贡献率对因子载荷的绝对值加权,并利用 加权结果的最大值表示指标解释原始指标集信息的多少。 这就是基于主要信息含量的指标筛选方法原理。 1.2基于主要信息含量的指标筛选 a)计算最大方差正交旋转后加权因子载荷的绝对值。 进行最大方差正交旋转的目的在于增加指标通过绝对值最 大的因子载荷解释因子信息的能力。限于篇幅,最大方差正 交旋转后因子的方差贡献率及载荷等的确定可参见文献[2] 给出的方法。 =wj 1 I (1) 式中 ——最大方差正交旋转后因子F,的方差贡献率; n ——因子F 下指标的因子载荷。 b)确定指标的信息含量。以表1为例,若第2行中第
-N的加权因子载荷绝对值1wja I最大,则指标 的信息含 量SI ={1wiail}。以此类推可得全部指标的信息含量 (i =1,2,…,k)。信息含量s, 越大,指标 解释原始指标集 信息的比率越大,相应的该指标对分区结果的影响越显著, 越应予以保留;反之,则越应剔除。这就是最大加权因子载 荷标准。 SI =max{1 wja I√=1,2,…,l} (2) 式中,s, 指标解释原指标集信息比率的主要部分,称其 为指标[ ]的主要信息含量(简称信息含量)。
表1指标的真实信息含量
c)信息含量递减排序序列的构造、假设。这个序列实 际上是步骤b)计算结果由大到小的排序。 d)利用累积信息含量比率筛选指标,信息含量最大的 前 个指标的信息含量占整个原始指标集信息含量的比例 见式(3)。若满足,保留信息含量最大的u个指标。其中为 决策者满意的遴选后的指标占全部指标信息含量的比率。 这个比率越大,遴选后的指标占全部指标信息含量的比率越 大,但相应地保留的指标也会越多。 IR =∑s (∑)S1 ) (3) 2水资源管理考核指标体系构建 2.1指标体系构建原则 近几十年来,国内外学者提出了大量关于指标选取的原 则。Andersonl3 指出(AndersonV,1991年)一个好的可持续 发展指标应具备7个条件:①指标计算所需数据是可以获得 的;②指标是易于理解的;③指标是可以测量的;④指标计算 的内容是重要的和有意义的;⑤指标描述的时间状态与其获 取的时问间隔是短暂的;⑥指标所依据的数据可以进行不同 区域的比较;⑦可以进行国际比较。 2.2指标体系构建 本次指标初选采用理论分析与专家咨询结合的方法,分 别以水生态、水安全、水利用、水管理作为准则层,初步构建 水资源管理考核指标体系 。在初选的指标体系基础上,采 用基于主要信息含量的因子分析法,通过对研究区近几年水 资源管理考核指标情况进行统计分析,筛选出最能反映研究 区水资源特色的管理指标。 3大通湖水资源管理考核指标体系应用 3.1大通湖区基本情况 大通湖垸位于}同庭湖区中部,垸内有洞庭湖区最大的内 湖大通湖,因而得名。该垸东北部与蓄洪垸大通湖东垸4小 垸相邻,被胡子口哑河分隔;东南部临东洞庭湖;北濒藕池河 东支注滋口河,对岸为华容县护城大垸;西濒沱江,对岸为南 县育乐垸;南临草尾河,对岸为沅江市共双茶。 大通湖区多年平均水资源总量为14.92亿m ,水资源年 内分配不均,最大4个月占全年57.7%,7_9月仅占21%。 大通湖区用水大户为农业灌溉,用水该风气在7__9月份,用 水量约占全年农业灌溉用水的65%,而降水量仅占全年的 20%左右。同时,农业灌溉设施大多老化损坏,渠系渗漏大。 管理体制上存在“多龙管水”局面,不利于水资源的合理利用。 根据对大通湖基本情况的分析,大通湖区存在以下几个 方面的水资源问题:①水资源时空分布不均,干旱与洪涝并 存;②来水与用水时间上不合拍,加剧各类用水矛盾;③用水 结构不合理,农业用水效率较低;④水污染问题日趋严峻;⑤ 管理体制上分散,缺乏协调一致的管理机制。 3.2大通湖水资源管理考核指标体系构建 3.2.1指标初选 选择大通湖为研究对象,考虑大通湖区水生态、水安全、 水资源利用以及水资源管理的实际情况,选择能全面反映地 区水资源管理情况的指标。考虑指标的科学性、可行性、层 次性等。对大通湖区水生态、水安全、水资源利用以及水资 源管理等4个方面进行理论分析,同时咨询洞庭湖水资源管 理专家,初步构建大通湖区水资源管理指标体系,见表2。 3.2.2指标筛选 利用基于主要信息含量的因子分析法,对构建的水资源 管理考核指标体系中与水资源相关的各要素进一步分析,弥 33