北京市潮白河再生水補水河段水質時空變異

李海云, 邸琰茗, 李東青, 梁 籍, 郭逍宇*

1.首都師范大學資源環境與旅游學院, 北京 100048 2.三維信息獲取與應用教育部重點實驗室, 北京 100048 3.資源環境與地理信息系統北京市重點實驗室, 北京 100048 4.北京市城市環境過程與數字模擬重點實驗室, 北京 100048 5.華中科技大學水電與數字化工程學院, 湖北 武漢 430074

北京市潮白河再生水補水河段水質時空變異

李海云1,2,3,4, 邸琰茗1,2,3,4, 李東青1,2,3,4, 梁 籍5, 郭逍宇1,2,3,4*

1.首都師范大學資源環境與旅游學院, 北京 100048 2.三維信息獲取與應用教育部重點實驗室, 北京 100048 3.資源環境與地理信息系統北京市重點實驗室, 北京 100048 4.北京市城市環境過程與數字模擬重點實驗室, 北京 100048 5.華中科技大學水電與數字化工程學院, 湖北 武漢 430074

城市河道是城市再生水利用的主要載體，而人工濕地是城市再生水河道補水前主要的水質凈化方式. 為了解再生水補水與人工濕地對再生水補水段水質的影響，選取北京市潮白河再生水補水河段作為研究對象，利用聚類分析、判別分析及因子分析等方法對不同季節水體的水質情況進行分析. 結果表明：研究區內水體氮磷污染嚴重，其中TN污染表現為NO3--N、NO2--N和NH4+-N的混合型污染. 聚類分析結果表明，水質在季節尺度上表現為豐水期(6—9月)和枯水期(2月、3月、5月和12月)兩大類；在空間尺度上受再生水補水和濕地凈化的影響表現為顯著的空間差異性. 判別分析結果表明，再生水補給對河道水質的影響無顯著季節差異，濕地凈化功能在豐水期和枯水期差異較大且豐水期濕地的凈化效果最為明顯. 因子分析結果表明，再生水作為城市河道的補充水源，一方面對河道中的F-、Chl-a等起到稀釋作用，另一方面使得水體中的N、P及離子含量增加；豐水期濕地的凈化作用使水體中氮磷等有機營養物質含量及ρ(TDS)等顯著降低.

再生水補水； 人工濕地； 多元統計分析； 時空變異

Abstract： Urban riversare the main carriers of reclaimed water, while urban wetlands are widely applied to improve the quality of urban landscape water. In order to analyze the spatial and temporal variations in water quality and to identify pollution sources, we described the variations in the water quality of a typical urban river supplied with reclaimed water. Clustering analysis (CA), discriminant analysis (DA) and principal component analysis/factor analysis (PCA/FA) of multivariate statistics were used. Statistical analysis of water quality characteristics showed that the nitrogen and phosphorus pollution was serious in the study area, and the pollution of TN was mixed pollution of NO3--N, NO2--N and NH4+-N. The mean of TP (1.36 mg/L) was 6.8 times higher than the surface water III class standard, and The mean of TN (39.75 mg/L) was 39.75 times higher than the surface water III class standard. The results of cluster analysis showed that the water quality was divided into two categories at the season scale: flood period (from June to September) and non-flood period (February, March, May and December). Affected by the variation of temperature and runoff of different seasons, fluorine and aluminum were significantly selected to indicate seasonal variation. The results of discriminant analysis showed that there was no significant seasonal difference in the effect of reclaimed water supply on the river channel; the purification function of wetland was different in the wet and dry seasons; and the purification effect of wetland in the wet season was the most obvious. Compared with the water quality upstream, reclaimed water distinctly increased the contents of Fe3+, Na+, TN and volatiles. Attributing to the active wetland purification during the flood period, there was no significant difference in nitrogen and phosphorus contents between upstream and downstream samples. Owing to the poor wetland purification and litter nutrient returning, the contents of NH4+-N, TN and BOD5were significantly higher in the downstream sample than in the upstream sample. The results of source and components of pollutants based on factor analysis showed that the reclaimed water played a role in diluting the river pollution, such as F-and Chl-a. On the other hand, the reclaimed water increased the content of N, P and ions. Wetlands have a significant purification function on reclaimed water. The purification effect of wetlands in FL made the organic nutrients such as nitrogen and phosphorus and the content of TDS decrease obviously. The results can provide scientific basis for the ecological restoration of urban river supplied with reclaimed water. To sum up, the reclaimed water supply, the acid and alkali pollution and the redox effect of wetland were the main sources of water pollution. The water pollution in the study area was mainly organic matter, nitrogen and phosphorus and ion pollution. It is necessary to strengthen the supervision over the discharge of reclaimed water, and strictly enforce the discharge standard of wastewater for the regeneration of water.

Keywords： reclaimed water; constructed wetlands; multivariate statistical analysis; spatial and temporal variations

水資源是制約區域經濟發展的重要因素，區域水資源由于受氣候系統、地表系統以及人類活動的制約，其天然狀態下的水循環過程發生顯著改變，在時間和空間尺度上存在水文循環要素質和量的變化[1]. 水資源短缺是制約城市化水平提高的關鍵因素，而城市再生水的利用不僅可以有效緩解水資源供需矛盾，同時也在解決城市水質惡化等方面發揮重要作用[2]. 但由于再生水中存在微量有毒化學物質和氮、磷等營養物質，其利用帶來的風險不容忽視[3- 4]. 城市人工濕地是集觀賞、娛樂、污水凈化于一體的景觀生態環境系統[5]，因其管理成本較低，水質凈化顯著，越來越多的應用于城市河道再生水水質改善中[6- 7]，尤其在去除河道水體中的氮、磷、各種有機物、重金屬及病原菌等污染物方面發揮了重要作用[8- 9]. 而人工補水、溝渠化等人工措施對于改變河道的水文和水生態過程，影響河道水質空間變異特征意義深刻；通過研究河道水質的時空變異情況，探明水質現狀及其時空變化特點是目前城市河道水質研究的熱點問題[10]. 張汪壽等[11]采用灰色關聯法與多元統計法對北運河武清段水系的水質進行分析表明，北運河武清段水系水質存在時空變異，夏冬季節各河道水質差異不顯著，春秋季節差異顯著. 李躍飛等[12]采用傳統統計學方法初步探討了秦淮河水體TN、TP污染狀況及時空變化特征，結果表明，秦淮河TN、TP污染嚴重，并且具有很強的時空變異性. WANG等[13]采用多元統計分析方法研究了哈爾濱松花江流域水質的空間尺度及其主要的污染源，為松花江流域水質管理及改善提供依據；徐涌等[10]對太湖源水溪水質時空變化成因及水質變化狀況的研究表明，源頭水與其下游水之間水質隨空間分布差異巨大，水中氮污染嚴重，其次為有機物;水中銨態氮、高錳酸鉀指數、可溶性有機碳和TP等也因季節變化有較大波動.

綜上，目前關于城市河道時空變異性分析的研究多集中在揭示水體污染狀況及污染指標，識別污染源等方面，而針對再生水補水河道及其濕地凈化對河道水質時空變異性影響的研究鮮見報道.

多元統計分析中的聚類分析(CA)、判別分析(DA)和因子分析(FA)方法已被廣泛應用于水質時空變異研究中[14]. Singh等[15]運用多元統計方法對印度Gomti河水質的變化水平進行深入研究；Solidro等[16]利用多元統計方法研究了威尼斯瀉湖的營養發展狀況. 聚類分析是按“物以類聚”原則研究事物分類的一種多元統計分析方法，根據樣品的多指標(變量)和多個觀察數據，定量地確定樣品、指標之間存在的相似性或親疏關系，以逐次聚合的方法，將性質最相似的對象結合在一起，直到聚成一類[17]. Oketola等[18]運用聚類分析法對Ogun河流域水質監測數據進行分析，識別Ogun河流域水質的空間變異特征. 判別分析常用于識別已知類別間具有顯著差異的變量或指標，并驗證類別分類的正確率[17,19]. Ajorlo等[20]運用聚類分析和判別分析等多元統計分析方法對吉隆坡TUP流域水質的時空變異情況進行研究，為水質管理檢測提供依據. 因子分析法是一種既可以降低變量維數，又可以對變量進行分類的方法，旨在用少數獨立變量代替大量非相關變量揭示變異特征[21- 22]. 基于此，該研究選取北京市潮白河再生水補水河段作為研究對象，運用多元統計方法中聚類分析、判別分析和因子分析分析濕地再生水凈化及其對城市河道水質的影響，以期為再生水補水河道濕地水質凈化及其河道水生態恢復提供科學依據.

1 研究方法

1.1 研究區概況

潮白河位于北京市和河北省東部，其上游由東部的潮河與西部的白河組成潮河源于河北省豐寧縣，南流經古北口入密云水庫. 白河源出河北省沽源縣，沿途納黑河，湯河等，東南流入密云水庫. 出庫后，兩河在密云縣河槽村匯合始稱潮白河[23]. 自密云水庫以下市境內干流河道84.5 km，流域面積 5 613 km2，研究區處于半濕潤、半干旱的華北平原，降水主要集中在6—9月，占全年降水量的66%；1—5月與11—12月降水量相對較少，屬于河流枯水期. 研究區內的密云再生水廠位于白河左岸，該廠采用MBR(膜生物反應器)處理工藝，是我國首個日處理規模超過1×104m3的MBR工程，年實際處理污水達919×104m3，出水水質滿足DB 11/307—2013《水污染物綜合排放標準》中的Ⅰ類排放標準，出水主要用于潮白河景觀用水及市政雜用. 為消除再生水水質特性對河湖用水過程中產生的健康風險，采用構建人工濕地的方式對再生水水質進行凈化. 人工濕地位于再生水廠下游及潮匯大橋上游，其面積約為2.1×104m2，濕地植物以大型水生維管束植物香蒲為主.

1.2 監測點設置及水質分析

依據潮白河河道沿線污染源排放情況布點，在潮白河上游的中加公司處布設監測點(ZJ)，作為對照點；流域中游的再生水排放口處布設監測點(RWO)，作為控制點；流域下游的潮匯大橋處布設監測點(CHB)，作為削減斷面點(見圖1).

圖1 潮白河流域研究范圍和監測點分布Fig.1 Map of water quality monitoring stations in Chaobai River

于2012年1月—2013年11月逐月監測，每月監測1次. 監測指標包括ρ(Al3+)、ρ(Ba2+)、ρ(Ca2+)、ρ(Fe3+)、ρ(K+)、ρ(Mg2+)、ρ(Mn2+)、ρ(Na+)、ρ(As3+)、ρ(F-)、ρ(Cl-)、ρ(NO3--N)、ρ(SO42-)、pH、濁度、色度、ρ(NH4+-N)、ρ(揮發酚)、硬度、ρ(NO2--N)、ρ(CO32-)、ρ(HCO3-)、ρ(TDS)(TDS表示總溶解固體)、ρ(CODMn)、ρ(TP)、ρ(TN)、ρ(Chl-a)、ρ(DO)、ρ(BOD5)共29項指標，采樣和測試[24]方法均符合國家水文水質監測標準.

1.3 數據處理方法

應用多元統計方法中的系統聚類方法，判別分析方法和因子分析方法對潮白河流域水質的監測數據進行處理，各類統計方法由Excel 2007和SPSS 19.0實現.

聚類分析法的目的是將一個數據集劃分為不相連的，有相同屬性的簇[25]. 該研究采用聚類分析法對潮白河流域監測數據進行季節及空間監測點的聚類分析，以了解水質的時間及空間變化的差異性和相似性特征.

判別分析因判別函數不同可分為三類，即全模型判別，前進式判別和后退式判別，其中逐步判別是前進式判別和后退式判別的結合. 該研究分別以季節聚類結果和空間聚類結果為分組變量，由于分組變量是非數值型變量，因此在進行該判別分析過程中將各分組變量命名為1、2，各個水質指標作為自變量，采用逐步判別法驗證水質季節及空間的聚類結果并識別影響水質季節變異以及空間變異的顯著性指標.

因子分析法在水質評價中主要用于提取污染因子和識別污染源[26]. 該研究采用因子分析法對潮白河流域水質進行污染源分析，識別河流水體的主要污染來源.

2 結果與討論

2.1 水質總體狀況的統計特征

水質參數的統計結果見表1，將各指標平均值與對應的GB 3838—2002《地表水環境質量標準》對比后可大致得出：以氮污染最為顯著，ρ(TN)平均值超出Ⅲ類標準39.75倍以上，達到39.75 mg/L，是研究區水體污染的主要來源，應當重點加以控制;ρ(TP)平均值超過Ⅲ類標準6.8倍，ρ(CODMn)(9.05 mg/L)、ρ(NO3--N)(28.04 mg/L)、ρ(NO2--N)(0.61 mg/L)、ρ(NH4+-N)(3.92 mg/L)均遠超過Ⅲ類標準，表明水體的氮磷等有機污染較為嚴重;ρ(BOD5)(3.94 mg/L)低于Ⅲ類標準，ρ(F-)(0.44 mg/L)、ρ(As3+)(0.002 8 mg/L)、ρ(揮發酚)(0.001 6 mg/L)則更是低于Ⅰ類標準；pH最小值為7.34，平均值為8.12，表明研究區水質呈弱堿性；硬度平均值為252.75 mg/L，按水質硬度分類[27]，水體屬于硬水. 就變異系數而言，ρ(Fe3+)(184.52%)、ρ(NH4+-N)(178.78%)、ρ(NO2--N)(155.4%)、ρ(CO32-)(154.62%)、ρ(Chl-a)(122.41%)變異系數較大，表明該指標離散程度較高，時空分布不均勻.

2.2 水質的季節分布特征

表1 水質指標的統計特征

2.2.1水質的季節聚類分析

圖2 水質的季節性性聚類分析Fig.2 Dendrogram of seasonal clustering results

研究區水質季節性聚類分析結果見圖2，在(Dlink/Dmax)×100<15(Dlink/Dmax表示個案鏈鎖距離與最大鏈鎖距離之比)處可分為兩組，分別對應于6—9月和2月、3月、5月、12月. 季節聚類結果表明水質的季節變異受再生水補水影響較小，與自然河流豐水期(FL)和枯水期(NFL)的情況基本吻合.

2.2.2水質的季節性判別分析

采用逐步判別法分析驗證月份聚類結果并識別表征水質季節變異的指標，解析水質季節變異規律及變異原因，判別分析及回代驗證結果如表2. 季節判別正確率為87.5%，表明該結果能夠很好地表征研究區內水質的季節性差異；就單一季節分組的判別正確率而言，枯水期低于豐水期，表明枯水期各月水質狀況較豐水期更為相似. 逐步判別篩選出兩個指標ρ(F-)、ρ(Al3+)，其顯著性指標的箱圖如圖3所示.ρ(F-)與河水流量有密切關系[28]，數據顯示豐水期的ρ(F-)明顯低于枯水期. 可能是由于豐水期降水徑流補給使得河道水體中F-被稀釋；枯水期時，河流淡水補給減少和河道底泥中易熔鹽類溶解綜合作用導致氟含量的升高[28]. 枯水期ρ(Al3+) 顯著高于豐水期，可能是由于酸雨和工業酸性廢水的排放及農業酸性肥料的使用嚴重影響了水體中鋁的含量[29].

表2 時空尺度判別函數系數及回代驗證結果

圖3 水質顯著指標的季節變異性Fig.3 Seasonal variations of significant water quality parameters

2.3 水質的空間分布特征

2.3.1水質的空間聚類

為了表征水質的季節變異與空間變異的大小，將水質的空間聚類分為兩種情況進行分析. 3個監測點的空間聚類結果如圖4(a)所示，在(Dlink/Dmax)×100<15處分為兩類，其中再生水上游監測點單獨聚為一類，表明再生水上游的水質未受到影響；再生水及濕地監測點聚為一類，表明再生水補水與濕地凈化的綜合作用對水質有較大影響. 基于研究區的季節

聚類結果，將監測點按豐水期和枯水期分為六個點進行聚類分析，聚類結果如圖4(b)所示，在(Dlink/Dmax)×100<15層次一處分為兩類，其中豐水期、枯水期的再生水上游監測點被聚為一類，表明該研究區內再生水補給和濕地凈化綜合作用對河道水質的影響大于因季節性變異作用對河道水文水質的影響；在(Dlink/Dmax)×100<5處進一步對豐水期和枯水期再生水補給點和濕地下游監測點進行劃分，在層次二處被分為兩個亞類，其中豐水期的濕地下游監測點被聚為一個亞類，該劃分結果一方面表明濕地對水質的凈化作用有明顯季節差異，另一方面表明再生水排放口水質出水較為穩定，無明顯季節變異性. 綜合水質的時空聚類分析結果可知，受人為控制的影響，再生水補水和濕地凈化的綜合作用結果使得水質的空間變異大于季節變異.

注：FL表示豐水期;NFL表示枯水期.圖4 水質的空間性聚類分析Fig.4 Dendrogram of spatial clustering results

2.3.2水質的空間判別

為明確水質的空間變異規律和變異原因，依據空間聚類結果，進行水質的空間判別分析. 采用逐步判別法來判斷水質空間差異的指標.

2.3.2.1再生水補給的判別分析

再生水補給判別分析及回代驗證結果見表2. 逐步判別篩選出7個指標：ρ(Fe3+)、ρ(Na+)、濁度、ρ(NH4+-N)、ρ(揮發酚)、ρ(TN)、ρ(Chla)正確率為100%，表明這7個指標能夠很好地表征再生水補給對河道水質的空間差異性的影響. 表征水質空間變異的顯著性指標的箱圖如圖5所示. 再生水補水使得水體中ρ(Fe3+)、ρ(Na+)、ρ(TN)、ρ(揮發酚)增加，ρ(Chla)、濁度、ρ(NH4+-N)降低. 密云再生水廠產生的再生水中ρ(NH4+-N)為0.28 mg/L[30]，遠低于潮白河流域中ρ(NH4+-N)的本底值(1.148 mg/L)，從而再生水補水對河流中的NH4+-N起到了稀釋作用. 相對于上游河道背景值，再生水補給顯著降低了河道和濁度，其中的減少表征再生水補給使得水體中浮游植物現存量減少[31- 33]，濁度的顯著降低表征了河道水體水質明顯好轉；另一方面，由于再生水的排放，此河段水流流速加快，水體交換時間相對較短，不利于水中浮游植物的生長，導致水體中ρ(Chla) 顯著降低[34]；吳召仕等[34]研究表明，ρ(Chla) 與ρ(TN)呈顯著負相關，因此，ρ(Chla)顯著降低. 總的來看，再生水一方面對河道中的葉綠素等水質污染物起到稀釋作用，另一方面再生水中N營養元素及以Na+為代表的鹽分離子是其河道補水生態恢復過程中應主要控制的水環境因子.

圖5 水質顯著指標的空間變異性Fig.5 Spatial variations of significant water quality parameters

2.3.2.2濕地的判別分析

人工濕地受自然環境條件的影響很大，因此季節變化對濕地凈化功能的發揮有一定影響[35]，結合水質的空間聚類結果，濕地判別分析及回代驗證結果如表2所示.

圖6 豐水期濕地水質顯著指標的空間變異性Fig.6 Spatial variations of significant water quality parameters in FL of wetland

豐水期逐步判別篩選出4個指標ρ(NO2--N)、ρ(CO32-)、ρ(HCO3-)、ρ(TDS),其正確率為100%，表明這4個指標能夠很好地表征豐水期水質的空間差異性. 表征豐水期濕地水質空間變異的顯著性指標的箱圖如圖6所示. 豐水期濕地凈化作用導致ρ(NO2--N)明顯上升，這可能是由于濕地中植物或微生物進行硝化作用造成的. DO充足條件下，水中NH4+-N被亞硝化菌轉化為NO2--N后進一步被硝化菌轉化為NO3--N[36]. 濕地生境中pH>8的堿性環境對亞硝酸的氧化起到抑制作用，最終導致亞硝酸積累[37]. 濕地微生物代謝產生的CO2氣體逸出進入大氣，同時缺氧條件下厭氧氨氧化消耗H+[38]，二者綜合作用使得濕地系統pH升高. 堿性條件下HCO3-分解轉化為CO32-，并且二者呈負相關，從而濕地凈化導致水體中ρ(CO32-)上升，ρ(HCO3-)下降. 豐水期旺盛的濕地植物同化吸收過程導致濕地下游水體中ρ(TDS)顯著降低.

枯水期逐步判別篩選出6個指標ρ(Al3+)、ρ(NH4+-N)、ρ(CO32-)、ρ(HCO3-)、ρ(TN)、ρ(BOD5),其正確率為100%，說明這6個指標能夠很好地表征枯水期水質的空間差異性. 表征枯水期濕地水質空間變異的顯著性指標的箱圖如圖7所示. 與濕地上游含量相比較，各指標在濕地下游含量具有顯著增加趨勢，尤其是ρ(NH4+-N)與ρ(TN)有明顯的上升趨勢；此外，對比豐、枯水期空間判別結果可得，氮元素只在枯水期被識別.究其原因:①由于枯水期濕地植物枯萎，同化吸收和代謝能力減弱，導致各指標去除率降低；②植物生長后期種子掉落及枯落物營養元素回流導致各指標進一步累積[4].

圖7 枯水期濕地水質顯著指標的空間變異性Fig.7 Spatial variations of significant water quality parameters in NFL of wetland

2.4 污染源分析

采用因子分析法對研究區內污染源進行分析，方法共提取出5個旋轉因子(VF)，累積解釋水質變異的92.36%(見表3).

由表3可知，VF1(方差貢獻率為46.02%)與ρ(Ca2+)、ρ(Mg2+)、ρ(K+)、硬度、ρ(TDS)、ρ(Na+)、ρ(Cl-)、ρ(NO3--N)、ρ(SO42-)、ρ(HCO3-)、ρ(TP)、ρ(TN)、色度強烈正相關，與ρ(Ba2+)、ρ(F-)、濁度負相關. 再生水中富含Na+、K+、Ca2+、Mg2+、Cl-、TDS等鹽分離子和TP、TN、NO3--N等養分，濕地植物通過吸附固定等形式凈化再生水，因此VF1可解釋為再生水與濕地共同作用所引起的水體鹽分離子及氮磷含量變異. VF2(方差貢獻率為24.45%)與pH、ρ(CODMn)、ρ(NO2--N)、ρ(CO32-)正相關，與ρ(Fe3+) 負相關；與ρ((Fe3+)負相關表征了豐水期濕地中強烈的氧化作用，由于水生植物根系ρ(CO2)釋放作用增加系統中ρ(CO32-)，進而改變系統pH，從而VF2可解釋為典型的濕地酸堿污染和濕地氧化作用所引起的有機污染. VF3(方差貢獻率為12.13%)與ρ(Al3+)、ρ(Chla)、ρ(DO)、pH、ρ(NH4+-N)正相關，與ρ(揮發酚)強烈負相關.ρ(As3+)與濕地環境的還原作用密切相關；ρ(Chla)與ρ(DO)正相關表征了豐水期濕地中的植物量增加，植物進行光合作用產生氧氣使得水體中ρ(DO)增加；NH4+-N、揮發酚主要來自于再生水補水. 綜上，VF3可解析為濕地的還原能力對水體的影響及再生水補水中典型NH4+-N污染. VF4(方差貢獻率為5.78%)與ρ(BOD5)顯著正相關，與ρ(SO42-)負相關. VF5(方差貢獻率為3.97%)與ρ(Mn2+)相關，多價的Mn是參與自然濕地系統各類還原過程中最活躍的元素[37]，因此VF4和VF5表征再生補水與濕地還原作用對水體的影響.

表3 研究區旋轉因子載荷矩陣及方差貢獻

注：依據因子載荷值∈[0.75,1],∈[0.5, 0.75],∈[0.3, 0.5]判斷其作用為強烈、中等或弱；強烈、中等因子載荷分別以加粗和下劃線表示.

3 結論與展望

a) 研究區內水體pH平均值為8.12，變異系數較小，水體呈弱堿性，ρ(硬度)平均值為252.75 mgL，屬硬水.

b) 研究區內水質表現出顯著的季節變化特征和空間變化特征，即季節尺度上的豐水期(6—9月)、枯水期(2月、3月、5月和12月)以及空間尺度上的再生水補水和濕地凈化. 研究區內再生水補給和濕地凈化綜合作用對河道水質的影響大于因季節性變異作用對河道水文水質的影響，濕地對水質的凈化作用有明顯季節差異，再生水排放口水質出水較為穩定，無明顯季節變異性.

c) 水體主要表現為TN污染，ρ(TN)達到39.75 mgL，表現為NO3--N、NO2--N和NH4+-N的混合型污染，其中，ρ(NH4+-N)(178.78%)、ρ(NO2--N)(155.4%)具有較大變異系數，表現為特定空間范圍內的空間變異；再生水補水使得表征水質季節變異的ρ(F-)、ρ(Al3+)增加；濕地的凈化作用在豐水期表現最為明顯.

d) 再生水補給和濕地的酸堿污染及氧化還原作用是河流水體污染的主要來源. 研究區水質污染主要表現為有機物，氮磷以及離子污染，綜合表現為復合污染.

e) 應加大再生水排放的監督力度，對于再生水的排放應嚴格執行廢水排放標準，尤其要控制TN排放標準，減少因再生水補給造成段內滯留時間較長引起的湖庫類水體的氮污染；加強濕地凈化作用，減少內源污染的影響.

f) 為明確再生水對河流水稀釋的強度及關系，在后續研究中應加強對河道上游來水流量變化的監測;此外，該研究在水質監測時間及監測指標上存在不足，對于水質分析時間上的延續以及再生水中監測指標的補充是后續的主要研究工作.

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Spatial and Temporal Variations of Water Quality in a Wetland-Reclaimed Water-Supplied Purification Urban River:Case Study in Chaobai River of Beijing

LI Haiyun1,2,3,4, DI Yanming1,2,3,4, LI Dongqing1,2,3,4, LIANG Ji5, GUO Xiaoyu1,2,3,4*

1.College of Resources Environment and Tourism, Capital Normal University, Beijing 100048, China 2.Laboratory of 3D Information Acquisition and Application, MOST, Beijing 100048, China 3.Beijing Municipal Key Laboratory of Resources Environment and GIS, Beijing 100048, China 4.Urban Environmental Processes and Digital Modeling Laboratory, Beijing 100048, China 5.College of Hydroelectricity and Digitalization Engineering, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan 430074, China

X522

1001- 6929(2017)10- 1542- 11

A

10.13198/j.issn.1001- 6929.2017.02.93

2016-11-15

2017-06-18

國家自然科學基金項目(40901281)；北京市教育委員會科技計劃面上項目(KM20130028012)

李海云(1991-)，女，山東德州人，lihaiyun1110@163.com.

*責任作者，郭逍宇(1977-)女，山西文水人，副教授，博士，主要從事生態水文水環境研究,xiaoyucnu@126.com

李海云,邸琰茗,李東青,等.北京市潮白河再生水補水河段水質時空變異[J].環境科學研究,2017,30(10):1542- 1552.

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