延安市農村生活源水污染物產排系數研究

張洛紅，王凡凡，王 玥，常艷娜，柴易達，王文韜，王 瑜

(西安工程大學 環境與化學工程學院，西安 710048)

長期以來，工業源和城市生活源是我國水污染控制的重點，農村的環境保護工作未得到充分重視。2010 年全國污染普查數據顯示，農村污染物排放量已占全國總量的50% 左右[1]。延安市位于陜西省北部，氣候干燥，降雨量少，屬于重度缺水地區，而延安市農村生活污水大多未經處理直排地面滲漏蒸發或直排入河道，對當地的水環境造成了污染，嚴重影響了當地的生態環境。同時針對延安農村地區生活源水污染物的產生與排放缺乏系統性的研究，污染負荷和現狀是當地環境管理部門的治理盲區，農村生活源水污染物減排是農村水環境治理的關鍵，而水污染物產排系數的研究測算是解決農村水環境污染的前提。

產排污系數的測算研究始于20世紀60年代末的美國，我國于2007-2009年完成了第一次全國污染源普查，較系統地核算了各城鎮地區的污染物排放系數，已有的研究對首次進行的延安農村地區生活源水污染物產排系數測算具有較強的指導意義。由于農村生活污水水質變化大，排放范圍廣[2]，治理方式和效果具有隨意性[2,3]，現有的農村污水排放標準適用范圍不清晰、控制指標不合理等[4]，因此在建設與運營方面存在較多問題,部分污水處理設施難以正常運轉[5,6]。據統計，延安市13個區縣中僅寶塔區建有污水處理廠，而榆林市因為運行費用問題，9個區縣的污水處理廠大部分不能保證正常運轉，生活污水存在超標非法排放問題[1]。

本調研綜合考慮居民用水量、經濟狀況、生活習慣等因素，通過問卷調查與入戶采樣的普查形式，對延安市農村生活源水污染物產排污系數進行系統定量研究，并探討其影響因素，為后續陜西乃至西北地區農村生活源水污染物的產排系數核算提供數據支撐。

1 研究區概況

延安市洛川縣位于陜西省中部，地處渭北黃土高原溝壑區，是黃土高原面積最大，土層最厚的塬區，屬北溫帶大陸性濕潤易干旱季風氣候。境內氣候較溫和，太陽輻射能量豐富，年均氣溫9.2 ℃，年降水量622 mm，日照充足，晝夜溫差大。洛川縣占地面積1 886 km2，常住人口23.06 萬人，2018年實現生產總值(全口徑)243.99 億元，位居全市第2名，農村居民可支配收入12 027 元，位居全市第1名。

結合洛川縣的基本情況，根據農村居民家庭純收入、地理地貌等特點，按鄉鎮、村、農戶的實測抽樣模式：3×2×5進行布點，在洛川縣選取了菩堤鎮、永鄉鎮、舊縣鎮為采樣對象，具體情況如表1所示，每個鄉鎮選2個行政村、每個行政村選5戶典型農戶。

表1 洛川縣選點情況匯總Tab.1 Summary of location selection in luochuan county

2 研究方法

2.1 水樣的采集與分析

按豐水期、平水期、枯水期分3個季度對農村生活源污水進行采集，每季度連續采3 d(包含一個休息日)，采樣時間安排如表2所示，每天測量住戶的餐廚、洗滌、洗漱等生活污水產生量。每戶每天取3個全天混合樣：1個BOD5樣品；1個CODCr、氨氮、總磷、總氮樣品，加濃硫酸固定；以及1個動植物油樣品，加濃鹽酸固定。依據國家標準規定的檢測方法進行樣本分析，具體檢測分析方法如表3所示。

表2 2018年采樣時間安排表Tab.2 Sampling time arrangement

表3 污染物檢測分析方法Tab.3 Pollutants monitoring and analysis method

2.2 問卷調查

本次調研共設540張調查表，采用逐家走訪的方式進行面對面的問卷調查，問卷內容包括常住人口、常住人口年齡組成、經濟收入、廁所類型、生活污水去向、月用水量、飲食習慣、廁所類型等。

2.3 生活污水產排污系數的計算方法

通過調查每戶當日人口和用排水量，特征污染物的實測濃度，確定主要污染物產排系數。每戶每天人均水污染物產生系數核算方法如下：

(1)

式中：Fi為生活污水中污染物i的產生系數，g/(人·d)；Qj為住戶每天的生活污水產生量，L/d；Cij為生活污染物i的每天實測濃度平均值，mg/L；t為測量天數，d；n為所測住戶的常住人口，人。

3 結果與分析

3.1 生活污水產污過程的調查

在該地區調查發現，農戶生活用水來源均為自來水，大多無下水管道，住房廁所類型均為旱廁(包括普通旱廁和衛生旱廁)，人糞尿處理方式均為綜合利用，生活污水去向均為就地直排、地面蒸發，部分農戶的夏季洗澡污水排入滲坑，各農戶生活污水產污情況基本一致，見表4。

3.2 生活污水產污系數測算

3.2.1 離群值檢驗

延安市農村生活源水污染物產排系數通過該地區典型縣、鎮、村統計數據核算所得，屬于大量隨機樣本統計。統計數據中既有反映各地不同生活特征的正確數據，也有由于某些不特定因素導致的偏差數據。因此，在校核系數測算過程中，首先進行了異常數據的判別和剔除。

表4 各鎮基本情況匯總Tab.4 Summary of basic conditions of each town

參照GB 4883-85《數據的統計處理和解釋正態樣本異常值的判斷和處理》[7]，一般使用的檢驗方法為 Grubbs 準則和 Dixon 準則。在判斷單個異常值時，Grubbs 檢驗法具有判斷異常值的功效最優性，本工作樣本數大、異常值個數>1，因此選取該方法進行監測數據最大值或最小值的異常值檢驗，置信度水平為99%，分別對每個采樣時期的污染物測量指標數據進行離群性檢驗，結果見表5。

表5 離群值剔除個數匯總表Tab.5 Outlier removal numbers

3.2.2 每日用排水量監測結果分析

2018年8-12月，采用實地測量的方式，對延安市30戶農戶的每日用排水量進行監測并記錄數據，共記錄三期，對比課題組調研關中、陜南地區三期的平均日用水量、平均日排水量(如表6所示)，延安市人均日用排水量低于關中、陜南地區。陜西省是全國水資源短缺的省份之一，陜西省水資源總量僅為442 億m3，人均、單位面積平均水資源占有量分別只占全國平均水平的54%和42%，65%降雨多集中在汛期(7、8月份)。特別是陜西省內水資源分布嚴重不均(如表7所示)，陜北地區的水資源最匱乏，這是導致延安市用排水量少的重要原因之一。

表6 陜西省各地區人均日用排水量匯總表 L/(人·d)

表7 陜西省各地區水資源占比 %

延安市1期、2期、3期的每日用排水量逐漸減少，如表8所示。出現這種現象的原因為以下幾點：①18歲以下實測樣本人數的改變。1期、2期、3期18歲以下實測樣本人數逐漸減少，如表9所示，第1期采樣正值暑期，學生休假，家中用水量較多；②氣溫的改變。1期、2期、3期采樣地區的平均氣溫逐漸降低，居民洗衣、洗澡次數減少，用排水量隨之減少，如表10所示；③飲食習慣的改變。隨著氣溫的降低，延安市晝短夜長，農戶外出務農時間及次數減少，一日三餐變為一日兩餐，各種生活用水均減少。對比發現延安市農村生活污水人均日產生量低于三峽庫區重慶段[8]城鎮生活污水人均日產生量以及太湖地區[9-11]、西北地區[12]、陜西關中地區[13]農村生活污水人均日產生量。

表8 不同采樣期平均用排水量匯總表L/(人·d)

Tab.8 Water average consumption and discharge in different sampling periods

表9 18歲以下實測樣本人數匯總Tab.9 Number of actual samples under 18 years of age

表10 采樣地區氣溫情況匯總 ℃

3.2.3 水質監測結果分析

(1)各污染物的排放系數。通過實地采樣和實驗室檢測，根據每戶人均水污染物產生系數計算公式，2018年8月至12月調研地區不同監測農戶的用排水比例系數及污水中各種污染物產污系數的計算結果及特征見表11及圖1、圖2，標準偏差在0.001～1.28之間。由表11可知，延安市的用排水比例系數為0.73，CODCr、BOD5、氨氮、總氮、總磷、動植物油的產生系數分別為21.03、10.71、0.06、0.29、0.04、0.07 g/(人·d)，均低于《全國第一次污染源普查》[14]城鎮生活源相關系數。研究結果與太湖流域[11]和華北地區[15]基本一致，太湖流域與華北地區的農村生活源人均生活污水量、CODCr、氨氮、總氮、總磷產生系數也均低于《全國第一次污染源普查》城鎮生活源相關系數。由圖1和圖2可知，用排水比例系數與各污染物排放系數均為高收入(菩提鎮)>中收入(永鄉鎮)>低收入(舊縣鎮)，而且不同時期的用排水比例系數與各污染物排放系數均存在差異，收入水平、氣溫、用水量等地域人文差異決定了用排水比例系數和各污染物排放系數有顯著的差異性。

表11 各類污染物排放系數匯總表 g/(人·d)

圖1 三期不同經濟水平的農戶用排水比例系數Fig.1 Ratio coefficient of water consumption and discharge for farmers of different Income levels in the third period

(2)各污染物排放系數的特征。由圖2可知，不同經濟水平農戶的各污染物排放系數之間存在較大差異，因此對各污染物排放系數的分布形態進行Kolmogorov-Smirnov 檢驗，檢驗結果見表12。由表12可知，各污染物排放系數均服從正態分布，因此可用幾何平均數代表30戶農戶各污染物排放系數的平均水平。

圖2 三期不同經濟水平的農戶各類污染物的排放系數圖Fig.2 Discharge coefficients of various pollutants of sewage produced from households with different income levels in the third period

表12 各污染物排放系數的K-S正態性檢驗結果Tab.12 K-S test results of the various pollutants discharge coefficients

注：單樣本Kolmogorov-Smirnov檢驗，*P>0.05可認為符合正態分布。

(3)污染物排放系數的影響因素。由于居民用水量、經濟收入狀況、氣溫等因素對農村用排水比例系數和各污染物排放系數的影響效果不同，分析各影響因素對污水各指標的影響程度及影響因素與各指標間的相關性關系采用Pearson分析法，用來衡量定距變量間的線性關系，相關系數的絕對值越大，相關性越強，見表13。

表13 污染物排放系數與影響因素的相關關系Tab.13 Correlation between pollutant emission coefficient and influencing factors

注: *p<0.05， **p<0.01，雙尾檢驗。

采用人均日用水量、經濟狀況和氣溫表征，借助 Pearson 相關關系分析，研究表明：

①人均日用水量與BOD5、總磷、動植物油的排放系數(p<0.05)，氨氮、總氮的排放系數(p<0.01)均呈顯著正相關，與用排水比例系數和CODCr的相關性不顯著。人均用水量是污染物排放的重要影響因素，相同的用排水比例系數人均用水量越大，污染物排放量越多。人均用水量越多，餐廚廢水、洗漱廢水、洗衣廢水等的排放量相應越大，污水中的污染物種類與含量越多。但是，人均用水量又與經濟狀況、氣溫等因素有關。

②經濟狀況決定消費水平，消費水平影響污染物的產生和排放，經濟狀況越好，污染物的產生和排放越多。調查顯示經濟狀況較好的菩提鎮用水量最大，經濟狀況一般的永鄉鎮次之，經濟狀況最差的舊縣鎮用水量最少，由Pearson分析可知，經濟狀況與用排水比例系數和CODCr排放系數呈顯著正相關(p<0.05)，與BOD5、氨氮、總氮、總磷、動植物油排放系數的正相關性不顯著，說明經濟狀況越好，污染物排放越多，與理論依據相符。由于經濟狀況越好，自來水價格對人們的約束性減弱，人均用水量增大，產生的污水量就越多，用排水比例系數就越大；經濟狀況好的家庭注重肉類蛋白質的攝入，餐廚廢水中有機物含量高，因此CODCr的排放系數高。

③氣溫與各污染物的排放系數的正相關性不顯著，與用排水比例系數的正相關性較小。在農村由于天氣條件的限制，農民的生產生活活動一般都在春、夏、秋三季進行，隨著氣溫的降低，人們的生產生活次數減少，用排水量減少，各種污染物的排放系數降低。

4 結 論

通過問卷調查、實地采樣、實驗室檢測等方式，測算延安市農村居民生活水污染物排放系數，并采用SPSS相關關系分析等方法，探討各種水污染物排放系數的影響因素，得出以下結論:

(1)延安農村地區生活用水均為自來水，戶廁類型為旱廁，人糞尿為綜合利用，生活污水均采用直排和地面滲漏蒸發。

(2)受18歲以下實測樣本人數、平均氣溫、生活習慣等因素的影響，農戶的生活水用排放量不斷變化。第1期人均用排水量分別為22.71、16.24 L/(人·d)，第2期分別為17.90、14.32 L/(人·d)，第3期分別為13.21、8.39 L/(人·d)；三期平均人均用排水量分別為17.13、12.25 L/(人·d)。

(3)各污染物的排放系數均服從正態分布。用Grubbs檢驗方法剔除異常值后，得到的結果分別為：用排水比例系數0.73，CODCr、BOD5、氨氮、總氮、總磷、動植物油的排放系數分別為21.03、10.71、0.06、0.29、0.04、0.07 g/(人·d)。

(4)延安市農村生活污水中的各污染物排放系數受多種因素的影響。居民用水量、經濟狀況和氣溫是主導因素。SPSS分析可知：居民用水量與BOD5、氨氮、總氮、總磷、動植物油的排放系數呈顯著正相關；經濟狀況與用排水比例系數和CODCr排放系數呈顯著正相關；氣溫與用排水比例系數呈較低正相關性，與各污染物排放系數呈高度正相關。

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