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主成分分析法在扎龍濕地水質(zhì)評價中的應(yīng)用

更新時間：2015-03-01 15:00 來源：論文網(wǎng) 作者: 閱讀：3047

導(dǎo)讀:：劉小楠[7],萬金保[8]等人分別利用主成分分析法對河流水質(zhì)進行評價。目前常用的水質(zhì)評價方法有簡單指數(shù)法、綜合污染指數(shù)法、模糊數(shù)學(xué)法等。然而,在扎龍濕地水質(zhì)監(jiān)測評價方面。

關(guān)鍵詞：主成分分析法，水質(zhì)評價，扎龍濕地

濕地水環(huán)境系統(tǒng)是一個豐富完整的生態(tài)系統(tǒng)，是自然界最富生物多樣性的生態(tài)景觀和人類最重要的生態(tài)環(huán)境之一。因此選擇適當?shù)脑u價方法，對濕地水環(huán)境質(zhì)量進行評價與分析顯得尤為重要。濕地的水環(huán)境狀況受多種因素影響和控制，各參數(shù)之間相互影響、相互制約，故有必要對其進行多種參數(shù)的綜合評價[1]。目前常用的水質(zhì)評價方法有簡單指數(shù)法、綜合污染指數(shù)法、模糊數(shù)學(xué)法等，但不能有效提取現(xiàn)實污染因子[2]。

主成分分析法(Principal component analysis)是將多個指標標準化為少數(shù)幾個綜合指標，簡化了統(tǒng)計分析系統(tǒng)的結(jié)構(gòu),它是在確保不損失原有信息的前提下，將多種影響水質(zhì)的指標重新組合成一組新的、相互之間無關(guān)的、較少的綜合指標，來反映指標的信息環(huán)境保護，以達到降維、簡化數(shù)據(jù)和提高分析結(jié)果的可靠性的目的[3]。Wenning[4],Battegazzore[5],Voutsa[6]等早于1994年和1995年已經(jīng)將主成分分析方法廣泛應(yīng)用于流域水質(zhì)分析評價中;劉小楠[7],萬金保[8]等人分別利用主成分分析法對河流水質(zhì)進行評價。然而,在扎龍濕地水質(zhì)監(jiān)測評價方面，大多數(shù)研究限于湖庫富營養(yǎng)化及單一指標的監(jiān)測和評價，大多采用某一指標超標率進行報道，對扎龍水環(huán)境進行綜合評價，除周林飛等采用灰色聚類法對其水環(huán)境質(zhì)量綜合評價，也未見其他報道。文中采用SPSS軟件，參照主成分分析建模的基本原則和步驟，探究扎龍濕地水環(huán)境惡化的主要污染成因和主要污染斷面，以期為扎龍濕地水環(huán)境治理提供有力的理論支持。

1 水質(zhì)評價中的主成分分析

主成分分析法是一種數(shù)學(xué)變換方法，它把給定的一組相關(guān)變量通過線性變換，轉(zhuǎn)化為一組不相關(guān)的變量(兩兩相關(guān)系數(shù)為0的隨機變量)，在這種變換中通過保持變量的總方差不變，同時使新變量具有最大方差，稱為第一主成分;具有次大方差，稱為第二主成分。依次進行，原來有M個變量就可以轉(zhuǎn)換出M個主成分，方差逐漸減小且與此前的主成分都不相關(guān)[9-10]。原始變量：X1， X2 ， X3 環(huán)境保護環(huán)境保護，X4，…，Xm; 主成份：Z1， Z2 ， Z3 ，Z4，…，Zn，則各因子與原始向量的關(guān)系可表達成[11]：

X1=B11Z1+B12Z2+B13Z3…B1nZn+e1

X2 =B21Z1+B22Z2+B23Z3…B2nZn+e2

X3 =B31Z1+B32Z2+B33Z3…B3nZn+e3

…

Xm=Bm1Z1+Bm2Z2+Bm3Z3…BmnZn +en

寫成矩陣形式：X=BZ+E

主成分分析法在水質(zhì)評價中主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一是建立綜合評價指標，評價各采樣點間的相對污染程度，并對各采樣點的污染程度進行分級;二是評價各單項指標在綜合指標中所起的作用，指導(dǎo)刪除那些次要的指標，確定造成污染的主要成分[7]。

假設(shè)有n個水體樣本，每個樣本共有m個監(jiān)測指標，則可構(gòu)成n×m的數(shù)據(jù)矩陣(n具體分析步驟如下：

a)將各變量χnm標準化以消除量綱影響。

b)在標準化數(shù)據(jù)矩陣的基礎(chǔ)上計算原始指標相關(guān)系數(shù)矩陣R。

c)求相關(guān)系數(shù)矩陣R的特征根和特征向量,確定主成分。

d)確定主成分的個數(shù)。

e)確定綜合評價函數(shù)。

2 扎龍濕地水質(zhì)評價

2.1 樣本點及監(jiān)測指標的確定

扎龍濕地位于松嫩平原烏裕爾河和雙陽河下游，黑龍江西部，地跨齊齊哈爾市、大慶市、富�？h、林甸縣、泰來縣，地標為 E:123°51′-124°37′，N:46°48′-47°31′。該濕地面積2,100 km2環(huán)境保護環(huán)境保護，屬于中溫帶大陸性季風性氣候，年均氣溫2℃-4.2℃,1月極端最低氣溫-43.3℃, 7月極端最高氣溫39.0℃,年均降水量402.7 mm。典型沼澤植被為蘆葦、苔草，其中蘆葦濕地面積占80-90%[12]的格式期刊網(wǎng)。扎龍濕地是我國最大的以鶴類等大型水禽為主體的珍稀鳥類國家級自然保護區(qū)，丹頂鶴最重要的集中繁殖棲息地。近年來，旅游開發(fā)及濕地周邊工業(yè)廢水和生活廢水的排放，天然降雨量與上游來水量減少等諸多原因?qū)е略埳鷳B(tài)系統(tǒng)遭到破壞，因此綜合系統(tǒng)評價扎龍濕地的水質(zhì)對丹頂鶴的繁衍保護，及創(chuàng)造人類良好的生活環(huán)境尤為重要。

依據(jù)地表水監(jiān)測采樣斷面布設(shè)原則，于扎龍濕地流域布設(shè)代表性水質(zhì)監(jiān)測8個斷面，選取Mn、Pb、Zn、Cu、SS、硫酸根、總磷、磷酸根、酚、TOC、總氮、氨氮、硝酸鹽氮、亞硝酸鹽氮共14項監(jiān)測指標進行監(jiān)測評價。監(jiān)測斷面信息如表1所示：

表1 監(jiān)測斷面信息

Tab.1 sampling information

序號	名稱	地標	季節(jié)	Temp/(℃)	DO/(mg/l)	Ph
A	龍安橋	E:124°22.791′, N:47°21.752′	夏	20.2	12.39	7.63
B	東升水庫	E:124°29.826′, N:47°18.025′	夏	19.02	11.5	8.5
C	龍湖	E:124°12.750′, N:47°10.796′	夏	17.39	12.52	8.96
D	仙鶴湖	E:124°13.950′, N:47°11.727′	夏	19.05	7.88	8.36
E	克欽湖	E:124°18.793′, N:47°20.187′	夏	17.94	13.08	8.44
F	特勒橋	E:124°00.790′, N:47°00.202′	夏	20.06	13.21	8.54
G	林甸排污口	E:124°50.214′, N:47°10.487′	夏	20.69	6.96	8
H	翁海排干	E :124°13.813′, N:47°15.281′	夏	20.04	9.42	8.37

2.2 主成分篩選主要污染指標

利用SPSS對扎龍濕地14項水質(zhì)參數(shù)進行標準化處理，并得出相關(guān)系數(shù)矩陣，對評價指標Mn、Pb、Zn、Cu、SS、硫酸根、總磷、磷酸根、酚、TOC、總氮、氨氮、硝酸鹽氮、亞硝酸鹽氮的特征值進行計算,以確定評價的主因子數(shù)，據(jù)特征值方差累計貢獻率確定選取主成分的個數(shù)。

利用SPSS求得其特征值和主成分貢獻率及累計貢獻率，可求得第1、2、3主成分的特征值分別為9.590、2.059、1.193均大于1，方差貢獻率分別為68. 503%、14.706%、8.520%，其累計方差率達到了91.730%，大于主成分法中規(guī)定的85%[8,13,14]，可以代表水質(zhì)評價中原始指標提供的大部分信息，因此利用它們對各觀測點水質(zhì)進行可比性研究。其中第一個主成分又是最重的環(huán)境保護環(huán)境保護，包含信息最多，反應(yīng)水質(zhì)特征最多。

表2 旋轉(zhuǎn)后的因子提取結(jié)果

Tab.2 Rotated component matrix

表3 各因子的得分信息

Tab.3 Component scores

	成份
	1	2	3
總磷	.996	-.037	.059
Mn	.995	.047	.079
氨氮	.993	.065	.081
磷酸根	.990	.045	.089
Cu	.990	.097	.078
酚	.987	.112	.081
Zn	.986	.048	-.035
SS	.971	-.008	.102
總氮	.962	.003	.188
硝酸鹽氮	-.638	-.297	.398
TOC	-.253	.942	.175
亞硝酸鹽氮	.467	.850	.192
Pb	-.104	-.051	-.820
硫酸根	.109	.272	.773

	成份
	1	2	3
Mn	.106	-.021	.012
Pb	.020	.115	-.563
Cu	.104	.010	.002
SS	.105	-.058	.038
硫酸根	-.026	.029	.491
酚	.103	.019	.002
TOC	-.069	.558	-.032
總磷	.110	-.070	.012
磷酸根	.105	-.024	.019
總氮	.100	-.066	.097
硝酸鹽氮	-.074	-.229	.354
氨氮	.105	-.010	.010
亞硝酸鹽氮	.014	.472	-.030
Zn	.109	.000	-.068

根據(jù)表2，反應(yīng)主成分1的水質(zhì)指標主要是總磷(a)、Mn(b)、氨氮(c)、磷酸根(d)、Cu(e)、酚類(f)、Zn(g)、SS(h)、總氮(i)、硝酸鹽氮(j)，根據(jù)表3各成份得分系數(shù)可得線性表達式F1：

F1=0.110a+0.106b+0.105c+0.105d+0.104e+0.103f+0.109g+0.105h+0.100i

+0.074j(1)

分析上述線性表達式F1可作如下解釋：第1主成分F1中含10項正值，說明該主成分與對應(yīng)指標是正相關(guān)。主因子1反應(yīng)的主要是氮磷、酚類、及重金屬等污染，根據(jù)表達式中系數(shù)的數(shù)值絕對值相差不明顯，因此主因子1反應(yīng)扎龍污染是各項指標的綜合反應(yīng)，不是某項指標的突出反應(yīng)，需要同時治理。同理，根據(jù)表2和表3的信息，可以確定主成分2反映了污染的類型為有機污染及硝化作用不完全帶來的亞硝酸鹽類污染;主成分3反映了Pb和硫酸根等由工業(yè)污染源帶來的重金屬污染。

以上污染形成的原因主要是：(1)扎龍濕地屬于長期演化形成的潛育化濕地，自上而下分為草根層、泥炭層、腐殖質(zhì)層和粘土層，其中泥炭層和腐殖質(zhì)層對水中懸浮物、有機物、重金屬及氮磷有強烈的吸附作用，使污染物進入濕地小尺度地球化學(xué)循環(huán)，這是造成濕地內(nèi)源富營養(yǎng)化的根源[15];(2)保護區(qū)流域周邊的富裕、林甸、克山、克東、依安的工業(yè)廢水和生活污水排放，農(nóng)藥化肥施用和污水灌溉通過地表徑流加重了濕地的有機污染;(3)濕地營養(yǎng)物總體含量過高，導(dǎo)致植被在生長季節(jié)對有機物的過濾作用較弱，對氮磷污染物的凈化作用不明顯;(4)扎龍濕地賴以生存的主要補給水源烏裕爾河，其徑流量較小環(huán)境保護環(huán)境保護，冬季經(jīng)常斷流，并且出流量受東升水庫的影響。濕地水源的匱乏也加劇了濕地環(huán)境的污染。

2.3 主成分評價主要污染斷面

利用SPSS對扎龍濕地8個斷面進行主成分分析，以確定斷面的相對污染程度,根據(jù)特征值方差累計貢獻率確定選取主成分的個數(shù)。利用SPSS求得特征值和主成分貢獻率及累計貢獻率分別見表4-6的格式期刊網(wǎng)。

圖1 采樣斷面位置關(guān)系圖

Fig.1 sampling location

用與污染指標相同的方法構(gòu)建因子f1,f2的線性表達式如下：

f1=0.174×林甸排污口+0.171×龍湖+0.169×仙鶴湖+0.146×翁海排干+0.131×特勒橋+0.120×東升水庫+0.161×龍安橋(2)

f2=0.906×克欽湖(3)

根據(jù)表4，第1、2主成分的特征值分別為6.423、1.041均大于1，累計方差率達到了93.296%，第1主成分貢獻率為80.282%遠遠大于第2主成分的13.013%，主成分2中污染在分析中弱化考慮，根據(jù)監(jiān)測斷面關(guān)系(圖1)，可知克欽湖的污染程度較輕，核心區(qū)和緩沖區(qū)交界污染較輕。因此f1表達式代表了斷面的信息，林甸排污口，仙鶴湖，龍湖，龍安橋?qū)ξ廴矩暙I較大，翁海排干和特勒橋與東升水庫稍微次之。

成份

初始特征值

旋轉(zhuǎn)平方和載入

合計

方差的 %

累積 %

合計

方差的 %

累積 %

1

6.423

80.282

6.238

77.974

2

1.041

13.013

93.296

1.226

15.322

93.296

3

.405

5.065

98.361

4

.093

1.160

99.521

5

.028

.347

99.868

6

.009

.118

99.986

7

.001

.012

99.998

8

.000

.002

100.000

表5 因子提取結(jié)果

Tab.5 Component matrix

表6 各因子的得分信息

Tab.6 Component scores

	成份
	1	2
林甸工業(yè)	.992	.050
龍湖	.988	.069
仙鶴湖	.984	.080
翁海排干	.956	.201
特勒橋	.944	.290
東升水庫	.921	.331
龍安橋	.806	-.090
克欽湖	.085	.985

	成份
	1	2
龍安橋	.161	-.202
克欽湖	-.129	.906
東升水庫	.120	.174
林甸工業(yè)	.174	-.098
特勒橋	.131	.132
翁海排干	.146	.048
仙鶴湖	.169	-.070
龍湖	.171	-.080

以上污染形成的原因主要是：(1)龍安橋位于烏裕尓河源頭引嫩所在地區(qū)，該地區(qū)已形成了以釀造、食品、紡織、造紙、機械、化工、醫(yī)藥等門類齊全的工業(yè)體系，并且克東、克山、依安三縣的工業(yè)廢水通過自然溝直接排入烏裕爾河;(2)富裕、林甸兩縣工業(yè)廢水直接排放到保護區(qū)內(nèi)的沼澤濕地，因此造成龍安橋，林甸排污口的嚴重污染;(3)濕地核心區(qū)因上游污染的水體和林甸排放口排入沼澤濕地的污水共同作用環(huán)境保護環(huán)境保護，(仙鶴湖和龍湖)湖庫呈現(xiàn)明顯的有機污染和重金屬污染;(4)濕地內(nèi)主要由引嫩水體和林甸排污口排入污水，流經(jīng)東升水庫，并由水庫控制的兩部分水流構(gòu)成，因此濕地核心區(qū)的進水口(東升水庫)和出水口(特勒橋)及農(nóng)田退水區(qū)(翁海排干)因主要受單一水流流向污染，相對污染較輕，因兩部分水流均匯集到濕地核心區(qū)域，因此核心區(qū)域污染比濕地交界處更嚴重，因此可知扎龍濕地的東升水庫等水利工程人為干擾造成的水利流向不利于濕地保護，使得核心區(qū)污染嚴重。通過調(diào)查，得知上述數(shù)據(jù)與扎龍流域的實際情況很符合。

2.4 單一指標驗證污染狀況

根據(jù)2.2和2.3分析得知，氮為主要污染物，仙鶴湖，龍湖，龍安橋污染較嚴重，翁海排干和特勒橋與東升水庫稍微次之。為了進一步證實主成分分析是有效的統(tǒng)計分析方法，針對單一氮指標，驗證主要污染監(jiān)測斷面。利用SPSS構(gòu)建旋轉(zhuǎn)成份矩陣并判定成份得分矩陣如下表7和表8，并獲得線性表達式如下：

P1=0.183×龍湖+0.172×林甸工業(yè)+0.171×仙鶴湖+0.152×龍安橋+0.140×翁海排干+0.044×東升水庫(4)

P2=0.797×克欽湖 (5)

表7旋轉(zhuǎn)成份矩陣a

Tab.7 Component matrix

表8 成份得分系數(shù)矩陣

Tab.8 Component scores

	成份
	1	2
龍湖	.999	.044
林甸工業(yè)	.994	.106
仙鶴湖	.994	.111
特勒橋	.992	.130
龍安橋	.978	.206
翁海排干	.966	.260
東升水庫	.786	.618
克欽湖	.047	.999

	成份
	1	2
龍安橋	.152	-.001
克欽湖	-.162	.797
東升水庫	.044	.364
林甸工業(yè)	.172	-.085
特勒橋	.167	-.065
翁海排干	.140	.044
仙鶴湖	.171	-.081
龍湖	.183	-.136

將表達式P1和2.3中表達式f1比較可知，主要污染斷面均為龍湖、林甸工業(yè)、仙鶴湖、龍安橋、翁海排干、東升水庫環(huán)境保護環(huán)境保護，并且污染系數(shù)值相差較小，只是個別污染斷面程度排序略有差異，因此利用主成分分析對單一指標的水質(zhì)評價和多參數(shù)水質(zhì)綜合評價都是有效的評價辦法。

3結(jié)論

借助SPSS軟件，采用主成分分析方法研究扎龍濕地水質(zhì)特征，結(jié)果表明：從原始數(shù)據(jù)中提取占總方差的91.730%的3個因子來反映水體的污染程度，確定主要污染物：氮磷、酚類、及重金屬等污染;對斷面主成分分析研究斷面相對污染程度，結(jié)果表明：由于工業(yè)活動及不合理的水利工程，造成了濕地核心區(qū)域沒有得到合理的保護，使得濕地核心區(qū)污染嚴重比外圍的交界處更嚴重，其中仙鶴湖，龍湖，龍安橋污染貢獻最嚴重，翁海排干和特勒橋與東升水庫稍微次之，結(jié)果與實際情況相吻合,說明主成分分析法是一種有效的水質(zhì)評價方法。

參考文獻

[1]周林飛,許士國,孫萬光.基于灰色聚類法的扎龍濕地水環(huán)境質(zhì)量綜合評價[J]. 大連理工大學(xué)學(xué)報,2009,42(2):240-245.

[2]何曉群.現(xiàn)代統(tǒng)計分析方法與應(yīng)用[M].北京:中國人民大學(xué)出版社,1998.

[3]郭翔云.主成分分析法在白洋淀水質(zhì)評價中的應(yīng)用[J].海河水利, 2005, 5: 55-56.

[4]Wenning, R.J., Erickson, G.A. Interpretationand analysis of complex environmental data using chemo metric methods [J].Trends in Analytical Chemistry,1994，13:446–457.

[5]Battegazzore, M. Integrated chemical andbiological evaluation of the quality of the river Lambro [J].Water Air, SoilPollution, 1995，83:375–390.

[6]Voutsa,D., Zachariadis, G., Samara, C.,Kouimtzis, T.. Evaluation ofchemical parameters in Aliakmon River in Northern Greece[J].Journal ofEnvironmental Science Health,1995,30:1–13.

[7]劉小楠,崔巍.主成分分析法在汾河水質(zhì)評價中的應(yīng)用[J].中國給水排水,2009,

25(18):105-108.

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