[摘要]：采用复合系统和协调发展理论与方法, 提出同步协调方程, 构建了流域各用水子系统间的协调发展评价方法, 并
将其运用于福建九龙江流域。结果表明: 九龙江流域在过去5年中, 用水系统协调发展程度较高, 同时存在波动。国家自然科学基金资助项目( 40701178

张珞平

洪华生

赵超

Xiamen University Institutional Repository

水资源流域用水系统协调发展分析赵  超 1, 2, 3,洪华生1,张珞平 1( 1.近海海洋环境科学国家重点实验室 厦门大学环科中心,福建 厦门 361005;2.河海大学 水文水资源与水利工程科学国家重点实验室,江苏 南京 210098;3.厦门理工学院 水资源环境研究所,福建 厦门 361005)摘  要: 采用复合系统和协调发展理论与方法, 提出同步协调方程,构建了流域各用水子系统间的协调发展评价方法,并将其运用于福建九龙江流域。结果表明:九龙江流域在过去 5年中, 用水系统协调发展程度较高,同时存在波动。关  键  词: 协调发展; 复合系统; 用水系统; 同步协调方程中图分类号: TV213. 4   文献标识码: A   文章编号: 1000 1379( 2008) 10 0063 02  国内外对复合系统协调发展的评估方法主要分为 3种:一是以协同学理论为基础的有序度方法 [ 1- 2] , 该方法以线性距离表征序参量趋于两个平衡点的程度, 但系统、子系统一般呈非线性关系, 确定两个平衡点缺乏有效的方法; 二是以灰色系统理论为基础的灰色模型方法 [ 3], 该方法主要运用在信息不全的情况下; 三是以模糊数学理论为基础的协调发展系数方法 [ 4- 5] ,该方法中计算综合发展水平的方法直观、可行。另外,系统水平协调值采用回归模型来反映,而实际复合模型很难用回归模型反映子系统间的非线性关系。通过比较, 笔者采用综合发展水平的计算方法, 构建一种新的评价流域用水子系统间协调发展状况的方法。1 流域用水复合系统协调发展评价方法合适的协调发展指标必须具有无偏性、灵敏性、可预测性、全面性、有临界范围及数据易于转化且容易收集和交流等特点 [ 6]。参考国内外可持续发展评价指标的研究成果 [ 6- 7]并借鉴有关指标 [ 2] , 选择最具有代表性的指标组成指标体系 (见图 1)。图 1 用水系统协调发展评估指标体系1. 1 综合发展水平评价方法主成分分析法 [ 8]保留了线性加权和法评价函数的简单性,克服了权系数确定的主观性, 充分利用样本信息, 避免了评价指标间的相关性, 又可以从众多指标中筛选个别综合指标来代替原来的众多指标, 避免计算的复杂性。为满足计算协调发展系数的要求,将综合发展水平进行转化, 令其值位于区间 [ 0, 1]。计算步骤如下:( 1)对原始数据进行归一化、标准化处理, 使其具有公度性并成为正向指标 (指标值越大, 综合发展水平越高 )。处理方法为X !i =X i /Xm ax   X 为正向指标X max /X i  X 为负向指标( 1)式中: X !i为标准化处理之后的数据值; X i为第 i个指标的原始数据值, Xm ax为 Xi系列的极大值。( 2)利用 SPSS软件对处理后的数据进行主成分分析,获得特征根 i和相应的单位特征向量, 并提取前 n个主成分 ( ∀95% )。( 3) 计算主成分得分 f i, 为确保 f i # [ 0, 1], 需在计算时代入公式 (1) 转化后的数据 X !, 再除以指标个数。( 4) 综合发展水平 F = ∃ni= 1ifi/∃ni= 1i, 其值越大, 综合发展水平越高。1. 2 协调发展系数评价方法对流域各用水子系统的协调发展评价准则进行几何解析(见图 2)。在图 2中, O为评价系统的评价时间起点, S为评价时间终点, F l、F i、Fa分别为生活用水综合发展水平、工业用水综合发展水平和农业用水综合发展水平。假设三者同等重要,评价系统的同步协调方程即直线 OS的方程X = Y = Z。若系统按照 OS方向发展, 说明该系统处于理想的协调发展轨道。系统在 S 时刻的理想状态点为 S0, 但现实情况通常偏离理想的 收稿日期: 2008 03 26 基金项目: 国家自然科学基金资助项目 ( 40701178)。 作者简介: 赵超 ( 1977% ) ,女, 安徽铜陵人, 博士, 主要从事水文水资源方面的研究工作。 E m ai:l zhaocfang@ sina. com第 30卷第 10期                   人  民  黄  河                   Vol. 30, No. 10  2008年 10月                    YELLOW  R IVER                   O ct. , 2008  协调发展轨道 (如 S1), 偏离程度可用实际发展指标与理想发展指标间的空间距离来度量。图 2 用水系统协调发展评价准则的几何解析设状态 S1的坐标为 (F l, F i, Fa ) , S0的坐标为 ( Ix , Iy, Iz ),则S0、S1的空间距离为d = | S0S1 | = (F l - Ix )2 + (F i - Iy )2 + (Fa - Iz )2 ( 2)  设协调发展系数为 W, 其值越大, 各子系统间的协调发展程度越高, 为了使其位于区间 [ 0, 1],将其转化为W = 1 -(F l - Ix )2 + (F i - Iy )2 + (F a - Iz )23( 3)式 ( 3) 中 S0的坐标很难准确定位, 笔者取 | S0S1 |为点 S1到直线 OS的距离, 即:d =(F l - F i )2 + (F i - Fa )2 + (Fa - F l )23( 4)W = 1 - d = 1 -(Fl- Fi) 2 + (Fi- Fa) 2 + (Fa- Fl) 23( 5)式 ( 5) 表明, Fl、Fi、Fa越接近,协调程度越高。2 实例研究与结果分析将主成分分析与协调发展系数方程运用于 2001~ 2005年福建九龙江流域各用水子系统协调发展程度的评价当中, 得各子系统综合发展水平 ,见图 3。图 3 生活、工业、农业用水系统综合发展水平由图 3可知, 2001~ 2005年,九龙江流域生活用水、工业用水、农业用水子系统都呈现上升的发展趋势。其中: 生活用水综合发展水平变化最小 ( 0. 033 6); 农业用水综合发展水平变化次之 ( 0. 056 7 ); 工业用水综 合发展水平 变化最大( 0. 154 5), 其主要原因为工业产值的变化速度较快, 5年间工业产值增长了 190%。分析数据发现, 2001年、2002年的工业水污染治理投资分别为 40 229. 2万元和 3 961. 8万元, 治理投资的减少, 导致2002年的工业用水综合发展水平较 2001年低。生活用水综合发展水平 2002年变化较明显, 其主要原因为 2002年的城市化率 ( 0. 438)较 2001年 ( 0. 260)明显提高,从而 2002年的生活用水综合发展水平较 2001年变化较大。根据图 3计算九龙江流域各用水子系统间的协调发展系数, 结果见图 4。图 4 子系统间的协调发展系数由图 4可知, 2001~ 2005年九龙江流域各用水子系统间的协调发展系数存在波动, 但有增大的趋势。其中: 2002年的协调发展系数最低,最主要的原因是 2002年工业用水综合发展水平出现了逆趋势的变化, 使得工业、农业、生活用水子系统的协调发展程度明显降低; 2003 ~ 2004年加大了工业水污染投资金额, 再加上工业发展速度较快, 工业用水综合发展水平有了比较明显的提高, 增强了 3个子系统间的协调程度; 2005年工业用水发展速度仍明显大于生活用水和农业用水发展速度,而工业万元产值耗水量以及重复利用率没有改善,使得三者间的协调发展程度又出现下降趋势。3 结论及建议( 1)九龙江流域以农业为主, 但近年来工业发展速度明显加快, 工业水污染投资金额增加, 从而使工业用水综合发展水平明显提高, 使得工业、农业和生活用水间的协调发展状况有所改善。( 2)当工业用水、农业用水、生活用水综合发展水平接近时, 三者间的协调发展状态最佳。当工业发展速度继续以较快速度增长, 工业万元产值耗水量以及重复利用率基本没有得到改善, 工业用水综合发展水平增长速度明显高于农业用水和生活用水时, 三者的协调发展状况就会发生逆转。( 3)为使九龙江流域用水复合系统协调发展, 应适当调整工业发展速度, 降低工业万元产值耗水量, 提高工业用水重复利用率, 同时降低灌溉定额,加强节水措施, 使得用水复合系统协调发展。参考文献:[ 1]  吴跃明, 郎东锋, 张子珩, 等. 环境 % 经济协调度模型及其指标体系 [ J] .中国人口&资源与环境, 1996, 6( 2) : 47- 50.[ 2]  雷社平, 解建仓, 黄明聪, 等. 区域产业用水系统的协调度分析 [ J]. 水利学报, 2004( 5) : 14- 19. (下转第 66页 )&64& 人  民  黄  河                     2008年    由图 1可知, 当输入液 NO -3- N浓度为 30 m g /L( 86 d)时,砂柱渗出液 NO -3 - N浓度为 30 mg /L, 当 NO-3 - N浓度为 40m g /L( 102 d)时,渗出液 NO -3 - N浓度为 40 mg /L。说明在好氧环境下, 输入液 NO-3 - N在砂柱渗滤系统中除了随着水流迁移外, 没有发生反硝化作用。图 1 砂柱渗出液 NO -3- N浓度历时曲线根据细菌选择获取能量较大的反应这一理论可知, 细菌选择反硝化作用所获取的能量为 2 333. 8 kJ/m o,l而细菌选择异化还原作用所获取的能量为 679. 6 kJ/m o,l因此细菌选择反硝化作用将 NO -3 - N还原为 N 2。由于土柱渗漏系统中含水介质为黏土, 且试验之前进行了长达 90 d的浸泡,因此该系统存在有利于 NO -3 发生反硝化作用的各种条件。系统中沉积层顶部的淤泥颜色变化情况 (由原来的黑色变成灰白色 )表明, 系统中的反硝化细菌利用有机质作为碳源,供微生物呼吸和合成微生物细胞质, 以输入液中的 NO-3作为电子受体, 将 NO -3还原为N2,使沉积层中的有机质氧化变成灰白色。并且在不断加大输入液中 NO -3 - N的浓度情况下, 渗出液中的浓度始终接近于零, 这就很好地解释了近年来好多河流 NO-3 - N浓度很高, 而两岸的地下水中 NO -3 - N浓度较低甚至没有发现 NO-3 - N的存在。同时, 也说明了利用细粒的河床渗滤系统能有效地防治NO -3 - N对地下水的污染。2. 1. 2 间接证据pH值在土柱渗滤系统中的变化不大,一般为 7. 3~ 8. 2,有利于反硝化作用的发生。反硝化作用是在微生物的参与下发生的, 即反硝化作用其实是生物降解作用, 微生物利用系统中的有机碳合成细胞。这可以通过 TOC值进行分析, 测得土柱渗滤系统渗出液中 TOC的值为 10. 48 m g /L, 说明该系统中反硝化作用很强烈, 而砂柱渗滤系统渗出液 TOC 值为 5. 415m g /L, 说明反硝化作用很弱。2. 2 不同含水介质的 RBF的除污功能试验分析表明, NO-3 - N在不同含水介质中的反硝化作用差异很大, 在反硝化作用中可能产生 N 2O、NO等气体从系统中逸出。土柱渗滤系统对污染河水中的 NO-3 - N污染组分几乎有 100%的去除率,而砂柱渗滤系统对污染河水中的 NO -3 - N的去除不理想 (见图 2)。3 结  语( 1)不同含水介质的 RBF对 NO-3 - N污水的净化效果不同。土柱渗滤系统对 NO -3- N污水的净化程度很高, 使入渗水得到净化; 而粗粒的 RBF对 NO-3- N的净化能力很低, 地下水水质虽得到了改善, 但效果不明显。图 2 砂柱渗漏系统对 NO -3 - N的去除率曲线( 2) NO -3 - N在土柱渗滤系统发生生物降解作用,其作用强度与渗入液 NO -3 - N的浓度成正比。在输入液 NO-3 - N浓度为 200 m g /L的情况下,渗出液 NO -3- N浓度还是很低, 说明了已污染河流中污染组分 NO-3 - N通过河岸土柱渗滤系统后,不会造成对地下水环境的污染威胁;而通过粗颗粒的砂土渗滤系统时, 污染河水中的 NO -3 - N容易对地下水造成污染。( 3)土柱渗滤系统中的微生物存在是反硝化作用发生的关键, 这就是污染河水的 NO-3 浓度很高,而在河岸两侧的地下水中没有检测到 NO -3 的原因所在。参考文献:[ 1]  叶辉,许建华. 饮用水中的氨氮问题 [ J] .中国给水排水, 2000, 16( 11) : 31-34.[ 2]  Chittaranjan Ray, T hom as G rischek, Jurgen Schuber,t e t a.l A perspec tive ofr iverbank filtra tion[ J]. Journa l o f AWWA, 2002, ( 4) : 149- 162.[ 3]  W olfgang kuehn, UweM uelle r. R iverbank F iltration- an overv iew[ J] . Journal ofAWWA, 2000( 1): 60- 69.[ 4]  吴耀国,王超, 王惠民,等. 地下渗流系统的除污功能研究 [ J]. 中国给水排水, 2002, 18( 1): 57- 60.[ 5]  李金荣,杨振放. 河流渗滤系统对地表污水的净化作用综述 [ J] . 水文地质工程地质, 2006, 33( 3): 41- 44.[ 6]  李金荣,杨振放, 李云峰.河流渗滤系统处理氨氮污水的试验研究 [ J]. 人民黄河, 2006, 28( 7): 27- 29.[ 7]  李金荣,杨振放. 苯胺在河流渗滤系统中环境行为的数学模拟 [ J] . 水资源保护, 2006, 22( 5): 36- 40.责任编辑  乔韵青(上接第 64页 )[ 3]  吴谷丰, 李立辉. 农机与社会、经济协调发展分析 [ J] .系统工程理论与实践, 1998( 11): 121- 125.[ 4]  李艳,曾珍香, 武优西, 等. 经济 % 环境系统协调发展评价方法研究及应用[ J]. 系统工程理论与实践, 2003( 5) : 54- 58.[ 5]  赵建国. 辽宁省人口、资源、环境与经济协调发展实证分析 [ J] .东北财经大学学报, 2003, 29( 5): 59- 62.[ 6]  Rao D P. A remo te sensing- based integ rated approach for susta inable deve lopment o f land wa ter resources, Systems, man, cybernetics, Part C: applica tionsof rev iews[ J] . IEEE transac tions on, 2001, 31( 2): 207- 215.[ 7]  L ive rman DM, H ansonM E, Brown B J, et a.l G lobal susta inability: T owardmeasurement[ J] . Env ironmentalM anagem en,t 1988, 12( 2): 133- 143.[ 8]  张润楚.多元统计分析 [M ]. 北京: 科学出版社, 2006.责任编辑  乔韵青&66& 人  民  黄  河                     2008年  

流域用水系统协调发展分析

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