水環(huán)境污染物總量分配分析

　　1 引言

　　我國水環(huán)境容量與總量控制技術(shù)研究始于20世紀70年代，并逐步應用于水環(huán)境管理中(孟偉，2008).總量分配是實(shí)施污染物總量控制的重要步驟，是在計算環(huán)境容量的基礎上，依據公平性、經(jīng)濟性等原則對各污染負荷進(jìn)行再次分配的過(guò)程(鄧義祥等，2009).污染物總量分配過(guò)程，是一個(gè)科學(xué)與藝術(shù)相結合的過(guò)程，也是一個(gè)充滿(mǎn)不確定性的過(guò)程(Burges and Lettenmaier， 1975;張海亮，2005;Gauger et al., 2008).

　　按不確定性來(lái)源分類(lèi)，不確定性可分為客觀(guān)不確定性和主觀(guān)不確定性.客觀(guān)不確定性是指由于對環(huán)境過(guò)程認識不夠全面和細致而帶來(lái)的不確定性，例如針對模型結構、模型參數和觀(guān)測誤差等進(jìn)行的不確定性分析就屬客觀(guān)不確定性分析.目前國內外總量分配的不確定性分析大部分側重于客觀(guān)不確定性(鄧義祥，2003;Reckhow and Chapra， 1999;徐愛(ài)蘭等，2007;裴洪平和汪勇，2004;郭懷成等，1999;Benke et al., 2008;Xu and Gertner， 2007;Castillo et al., 2008;劉毅等，2002;齊珊珊，2007;邢可霞和郭懷成，2006;Ao et al., 2011).除客觀(guān)不確定性以外，主觀(guān)不確定性的影響也不容忽視.主觀(guān)不確定性是指由于對于同樣事件，不同主體或同一主體在不同時(shí)刻不同環(huán)境下得出相差較大甚至意見(jiàn)相反的判斷而導致的不確定性.主觀(guān)不確定性的根源在于人的有限理性和認知模式的差異性，在實(shí)際的決策過(guò)程中往往表現為決策偏好.主觀(guān)不確定性的研究是一個(gè)較新的概念，與具有隨機性和本質(zhì)不確定性的客觀(guān)不確定性相比，主觀(guān)不確定性具有模糊性和含糊性(王彪，2013).目前，不少專(zhuān)家研究客觀(guān)不確定性的同時(shí)也在關(guān)注主觀(guān)不確定性對決策結果的影響(楊玉峰，2000;Yang et al., 2013;Hanss and Turrin， 2010;Zhang et al., 2011)，目前主觀(guān)不確定性對總量分配影響的分析尚不夠深入和系統，往往以尋求“最優(yōu)”的方案作為目標，但對實(shí)際上可能出現的“非最優(yōu)”分配方案對分配結果的影響缺乏研究.在總量分配關(guān)鍵參數的決策中，必須依賴(lài)決策者的主觀(guān)性進(jìn)行決策，由于決策者個(gè)人偏好、知識結構、信息的不確定性、信息的模糊性和信息的多樣性等眾多因素的影響可能會(huì )影響總量分配結果的可靠性和合理性(衛寶真，2009)，因此研究決策偏好對總量分配的影響是非常有必要的.

　　2 研究區域概況

　　研究區域渤海是1個(gè)半封閉的陸架邊緣海，三面環(huán)陸，位于遼寧、河北、山東、天津3省1市之間.具體位置在北緯37°07′～41°00′、東經(jīng)117°35′～121°10′.渤海主要由遼東灣、渤海灣、萊州灣及中央海區組成，面積為7.7×104 km2，平均水深約18 m，最大水深85 m，海域面積約7.7萬(wàn) km2.渤海入海河流大約有45條，分布在海河、黃河、遼河三大流域7個(gè)水系.

　　2010年水質(zhì)監測結果(按照監測站位統計)顯示，渤海一類(lèi)水體比例為30.6%，二類(lèi)水體比例為24.5%，三類(lèi)水體比例為20.4%，四類(lèi)水體比例為10.2%，劣四類(lèi)水體比例為14.3%.各污染因子中，無(wú)機氮超過(guò)二類(lèi)水體標準2.8倍，石油類(lèi)超過(guò)二類(lèi)水體標準4.4倍，活性磷酸鹽超過(guò)二類(lèi)水體標準0.7倍，鎘、鉛、銅等重金屬分別超過(guò)二類(lèi)水體標準1.2、2.3、3.8倍.

　　據統計，渤海入海河流流域內GDP為19.6萬(wàn)億元，人口為2.37億人，耕地面積為2.2萬(wàn)km2.根據環(huán)渤海海域環(huán)境狀況調查分析研究，渤海海域的河流入�？诩爸迸旁锤呕癁�56個(gè)源，各污染源的位置分布如圖 1所示.

　　圖 1 渤海污染源的位置分布圖

　　3 研究方法

　　3.1 總量分配模型

　　采用兩步法進(jìn)行污染物總量分配.首先計算研究區域的環(huán)境容量，環(huán)境容量的計算以污染物排放量最大為目標，不考慮污染源之間的分配關(guān)系.環(huán)境容量計算的模型表達式為：

　　目標函數：

　　約束方程：

　　式中，X*j為第j個(gè)污染源的容量(g · s-1);n為污染源個(gè)數，本研究區域n=56;m為控制點(diǎn)位的個(gè)數，本研究區域m=137025;aij為第j個(gè)污染源在第i個(gè)控制點(diǎn)的響應系數(mg · L-1 · s · g-1)，可由水質(zhì)模擬計算得到;Si為第i個(gè)控制點(diǎn)的水質(zhì)目標(mg · L-1);Bi為第i個(gè)控制點(diǎn)的背景濃度(mg · L-1).

　　然后，在環(huán)境容量的計算基礎上，進(jìn)行污染物總量分配，總量分配的模型表達式為：

　　目標函數：

　　約束方程：

　　式中，Xj為第j個(gè)污染源的分配量(g·s-1);Xj，min為第j個(gè)污染源的最小分配量(g · s-1);Xj，max為第j個(gè)污染源的最大分配量(g · s-1);TCRI為總量分配合理性指數：

　　式中，TCRI為總量分配合理性指數;k為總量分配合理性因子的序號;w為總量分配合理性因子的個(gè)數，本研究取w=6;ak為總量分配合理性因子對應的權重系數，∑ w k=1 ak=1;Ck為總量分配合理性因子，數值越大越合理，無(wú)量綱.

　　3.2 總量分配合理性指數的構建

　　總量分配是以水質(zhì)達標為前提，將污染物允許排放量分配到各污染源的過(guò)程.合理性指數方法的關(guān)鍵是科學(xué)地構建總量分配合理性因子并設置對應的權重因子(金菊良等，2007).本文按6個(gè)因子設置合理性指數，即環(huán)境容量、水資源量、人口、耕地面積、GDP和現狀排放量.上述因子構成多目標分配問(wèn)題(Deng et al., 2010)，其表達形式見(jiàn)表 1.

　　表 1 總量分配合理性指數對應的各項因子

　　總量分配合理性因子對應的權重值可采用一般的統計方法，如專(zhuān)家打分法、熵值法、層次分析法等(王暉等，2007).本文分配因子為表 1中的6個(gè)因子，對應的因子權重也為6個(gè).各因子權重值的確定采用專(zhuān)家打分法，專(zhuān)家主要分為3個(gè)群體，即管理人員10人、專(zhuān)業(yè)研究人員10人、普通公眾10人，以問(wèn)卷的形式發(fā)放到當地環(huán)保部門(mén)、科研單位、普通公眾人員進(jìn)行打分.每位專(zhuān)家由于個(gè)人傾向性不同，在進(jìn)行賦權時(shí)各有所側重，造成總量分配結果的差異.不同專(zhuān)家的類(lèi)型介紹見(jiàn)表 2.

表 2 專(zhuān)家人員介紹

　　3.3 專(zhuān)家決策偏好對總量分配影響分析方法

　　決策是決策者根據自己的個(gè)人價(jià)值、目標、預期結果、知識進(jìn)行選擇行為的過(guò)程.偏好則是一種主觀(guān)態(tài)度，影響著(zhù)決策者的決策和行為(常光偉等，2001)，具有內向性即主觀(guān)性(譙旭，2007).決策偏好是指決策者在面對幾個(gè)選項或備擇方案時(shí)選擇其中某一項的傾向.進(jìn)行決策時(shí)根據專(zhuān)家與專(zhuān)家、不同領(lǐng)域專(zhuān)家確定的權重計算的總量分配結果會(huì )出現一定的差異性.專(zhuān)家決策偏好對總量分配的影響分析采用變差系數方法.變差系數法是指一組數據的標準差與平均值之比，反映了隨機變量相對于均值取值的離散程度，其公式為(章煉，1992)：

　　式中，CV為變差系數;

　　為平均值;S為標準差.

　　4 結果與討論

　　4.1 總量分配合理性因子賦權分布情況分析

　　本次賦權的30名專(zhuān)家來(lái)自不同領(lǐng)域，執行水質(zhì)管理時(shí)面臨的問(wèn)題也各不相同，專(zhuān)家們根據自身的經(jīng)驗信息并著(zhù)重考慮各方面的因素給6個(gè)總量分配合理性因子進(jìn)行賦權，圖 2是30名專(zhuān)家賦權的情況分布圖.圖 2中，30名專(zhuān)家較重視環(huán)境容量因子，給出的最高值為0.6，平均值為0.28，但專(zhuān)家間給環(huán)境容量的權重值較分散.其他5個(gè)分配因子權重值相對較集中，專(zhuān)家間的意見(jiàn)較一致.

　　圖 2 30名專(zhuān)家賦權情況

　　圖 3是3組人員對6個(gè)總量分配合理性因子賦權的平均值匯總情況.圖 3中，3組人員對權重的取值意見(jiàn)基本一致，在6個(gè)因子中較其他因子更重視環(huán)境容量因子，平均值最高為0.35.環(huán)境容量平均值大小依次為，專(zhuān)業(yè)研究人員>管理人員>普通公眾，說(shuō)明專(zhuān)業(yè)研究人員賦權傾向于環(huán)境容量因子，傾向性較明顯.

　　圖 3 3組專(zhuān)家賦權平均值

　　4.2 總量分配結果分析

　　圖 4是根據不同專(zhuān)家權重系數計算出對應的污染源負荷分配總量分布情況.圖 4中，根據30名專(zhuān)家權重值計算的TN分配量平均值為1.64萬(wàn)t · a-1，標準差為0.16萬(wàn)t · a-1，變差系數為9%;最大值和最小值相對平均值偏離比例分別為31%和-13%.TP分配量的平均值為0.12萬(wàn)t · a-1，標準差為0.014萬(wàn)t · a-1，變差系數為12%;最大值和最小值相對平均值偏離比例分別為32%和-19%.說(shuō)明不同專(zhuān)家權重方案給負荷總量分配結果帶來(lái)一定的影響，雖然TN和TP整體上偏離值為9%和12%，但個(gè)別較為極端的權重系數取值導致分配負荷量偏離比例比較大.

　　圖 4 30名專(zhuān)家權重對應的TN、TP分配總量情況

　　圖 5是根據3組專(zhuān)家權重系數計算的污染物分配總量的變差系數情況.圖 5中，不同分組之間變差系數的大小依次是：專(zhuān)業(yè)研究人員>管理人員>普通公眾.說(shuō)明專(zhuān)業(yè)研究人員和管理人員對總量分配權重更容易形成自己的傾向性，因此污染源之間的分配量相差可能較大;普通公眾對應的變差系數較小，原因可能是普通公眾對某一具體分配因子的傾向性不明顯造成的.

　　圖 5 3組專(zhuān)家權重對應的總量分配變差系數

　　進(jìn)一步分析專(zhuān)家決策對56個(gè)污染源負荷分配的影響.圖 6為56個(gè)污染源的污染負荷分配變差系數分布.圖 6中，56個(gè)污染源TN和TP的變差系數的變化具有一定的相似性，TN和TP變差系數平均值分別為0.20和0.22，最大值均為0.41.

　　圖 6 污染源負荷分配量變差系數分布

　　將分配量變差系數分為3個(gè)區間：[0.3，+∞]、[0.15，0.3)、[0，0.15)，分別代表分配量差異顯著(zhù)、一般和不顯著(zhù)3個(gè)水平，與此對應的污染源個(gè)數和分配量見(jiàn)表 3. 表 3中，[0.3，+∞]區間內分布的污染源個(gè)數占總數的43%，TN和TP分配量占比分別是21%和30%;[0，0.15)區間內分布的污染源個(gè)數占總數的39%，TN和TP分配量占比分別為72%和64%.這說(shuō)明專(zhuān)家決策差異對負荷量較大的污染源影響不明顯，但對于負荷較小的污染源影響較大.具體參見(jiàn)污水寶商城資料或http://www.sharpedgetext.com更多相關(guān)技術(shù)文檔。

　　表 3 不同變差系數區間對應的污染源個(gè)數和分配量

　　5 結論

　　1)專(zhuān)家打分法是主觀(guān)性較強的賦權方法之一，在多個(gè)備選分配方案中應根據該流域的具體情況選擇合理的分配方案.

　　2)從渤�？偭糠峙涞陌咐齺�(lái)看，依據各專(zhuān)家確定的分配因子權重值計算的總量分配結果，總體上表現出較好的一致性，但對于某些負荷量較小的污染源分配量變差系數較大，仍存在公平性、效率性欠缺的隱患.

　　3)從政府管理人員、專(zhuān)業(yè)研究人員和普通公眾分組來(lái)看，不同領(lǐng)域的專(zhuān)家往往表現出一定的傾向性，因此，專(zhuān)家打分問(wèn)卷應避免過(guò)分集中于某個(gè)領(lǐng)域的專(zhuān)家，以克服專(zhuān)家偏見(jiàn)對總量分配結果所造成的影響.