新疆白楊河西岸地下水水源地?cái)U(kuò)大開采可能性論證

郭 琳，郭 健，吳 彬，郭西萬

(1.新疆水電設(shè)計(jì)研究院地質(zhì)勘察研究所，新疆 烏魯木齊 830052;2.新疆昌吉學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052;3.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)，新疆 烏魯木齊 830052)

新疆白楊河西岸地下水水源地?cái)U(kuò)大開采可能性論證

郭 琳1，郭 健2，吳 彬3，郭西萬3

(1.新疆水電設(shè)計(jì)研究院地質(zhì)勘察研究所，新疆 烏魯木齊 830052;2.新疆昌吉學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052;3.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)，新疆 烏魯木齊 830052)

根據(jù)白楊河西岸地下水水源地的開采量及動態(tài)資料，分析水源地的水文地質(zhì)特征，利用數(shù)理統(tǒng)計(jì)理論與方法，建立多元線性回歸與非線性回歸方程，通過擬合精度檢驗(yàn)，證明非線性回歸方程最適宜該水源地?cái)U(kuò)大開采的地下水資源預(yù)報(bào)。根據(jù)開采的變化過程，1983年實(shí)際開采量接近穩(wěn)定開采階段的平均水平，則把1983年開采量1 391×104m3確定為正常開采條件下的地下水開采量;把地下水位降低到承壓含水層頂板時，極限的地下水開采量為1 856×104m，為水源地應(yīng)急供水提供定量依據(jù)。

水源地;水資源;開采動態(tài);回歸分析

眾所周知，地下水資源的形成是一個受多種因素，即氣象水文、地質(zhì)構(gòu)造、巖性結(jié)構(gòu)等綜合因素影響的結(jié)果，很難用確定性模型來準(zhǔn)確地表達(dá)它們之間的關(guān)系。在實(shí)際運(yùn)用確定性模型的求解過程中，在很多情況下往往是人為地把某些因素加以削減或簡化，這就造成在運(yùn)用確定性模型來評價地下水資源時，會出現(xiàn)一定的局限性，甚至評價有些失真。如果能利用多年系列的地下水開采動態(tài)資料，就可以運(yùn)用數(shù)理統(tǒng)計(jì)的原理，建立起地下水開采量與其它影響因素之間的隨機(jī)模型，然后利用外推法進(jìn)行地下水資源預(yù)報(bào)。

1 水源地水文地質(zhì)基本特征

白楊河西岸地區(qū)埋藏分布著一個中新生界自流斜地，主要是第三系孔隙裂隙水。經(jīng)過前人多次的地質(zhì)及水文地質(zhì)勘察，以及水源地近五十年來開發(fā)利用實(shí)踐，基本證實(shí)了區(qū)內(nèi)第三系孔隙裂隙水是比較豐富的。第三系沉積層在地貌上是一個由西北向東南展布的沖洪積扇;在構(gòu)造上表現(xiàn)為由西北向東南傾斜的單斜構(gòu)造。第三系沉積層是由白楊河及其支流搬運(yùn)堆積而成的、是典型的河流沉積層，由砂巖、礫巖和泥巖組成。沉積厚度在北部地區(qū)10～40 m，中部地區(qū)40～60 m，南部地區(qū)50～70 m。

白楊河地區(qū)分布著一條東西向的大斷裂，它切穿了中新生界，使河水沿著斷裂破碎帶滲漏補(bǔ)給粗顆粒地層中，形成水源地主要開采的含水層。

根據(jù)抽水試驗(yàn)資料，北部地區(qū)單井出水量一般在620～1 216 m3/d;中部地區(qū)在750～1 000 m3/d;南部地區(qū)在160～900 m3/d。礦化度由北部的 0.2～0.4 g/L過渡到南部地區(qū)的 0.5～1 g/L，水化學(xué)類型主要為HCO3—Ca·Na型水。

2 回歸方程的確定

本次試圖利用水源地多年的開采動態(tài)資料，主要包括歷年水位和開采量監(jiān)測資料，來建立一個不同區(qū)域降深和開采量之間的多元回歸方程。根據(jù)該方程分析人為設(shè)置不同降深條件下的開采量變化情況，進(jìn)而論證其擴(kuò)大開采量的可能性。本次回歸分析采用各觀測井的逐年降深(取1964年初水位為初始水位)以及對應(yīng)的年開量見表1。

根據(jù)表1的各區(qū)域典型觀測井水位降深與對應(yīng)時段的地下水開采量，本次采用SPSS statistics 17.0軟件的多元回歸分析功能，對1966年～1983年共17年的井區(qū)北部平均降深S1、井區(qū)中部平均降深S2、井區(qū)南部平均降深S3與水源地開采量Q的相關(guān)性進(jìn)行分析，具體分析結(jié)果如下所示:

表1 各觀測井逐年水位降深過程及對應(yīng)年開采量

2.1 多元線性回歸分析

2.1.1 多元線性回歸方程的建立

在SPSS平臺下，對S1、S2、S3與開采量Q采用多元線性回歸方法進(jìn)行分析，多元線性回歸方差分析見表2，回歸方程系數(shù)結(jié)果見表3。

表2 多元線性回歸方差分析結(jié)果

表3 多元線性回歸方程系數(shù)結(jié)果

由表3可知，采用多元線性回歸分析，水源地北部、中部、南部降深S1、S2、S2與開采量Q的回歸方程如下所示:

2.1.2 多元線性回歸擬合結(jié)果分析

為進(jìn)一步評價線性回歸方程與開采量的擬合程度，將1966年～1983年共17年典型觀測孔實(shí)測降深S1、S2、S3帶入回歸方程，計(jì)算擬合開采量，并與實(shí)測開采量進(jìn)行誤差分析，結(jié)果如表4。

表4 1966年～1983年實(shí)測開采量與擬合開采量對比

如表4所示，根據(jù)多元線性回歸方程計(jì)算的擬合開采量與實(shí)測開采量，最大誤差19.85%，最小誤差0.27%。其中誤差大于10%的年份占總年份的比例為29.4%，誤差大于5%的年份占總年份的比例為58.8%，對開采量的擬合結(jié)果欠佳。

2.2 非線性多元回歸分析

2.2.1 多元回歸方程的建立

地下水開采量與不同區(qū)域的水位降深之間往往是非線性關(guān)系，要對其進(jìn)行回歸性分析，首先要對Q與S1、S2、S3進(jìn)行線性化處理，并獲取關(guān)于InS1、InS2、InS3與InQ的線性回歸方程如(1)。

2.2.2 非線性多元回歸方程擬合結(jié)果分析

按前述擬合結(jié)果分析方法，將1966年～1983年共17年的典型觀測孔實(shí)測降深S1、S2、S3帶入式(1)，計(jì)算擬合開采量，并與實(shí)測開采量進(jìn)行誤差分析，結(jié)果如表5所示。

表5 1966年～1983年實(shí)測開采量與擬合開采量對比

如表5所示，根據(jù)非線性多元回歸方程計(jì)算的擬合開采量與實(shí)測開采量，最大誤差13.38%，最小誤差0.16%。其中誤差大于10%的年份占總年份的比例為11.7%，誤差大于5%的年份占總年份的比例為35.3%，對開采量的擬合結(jié)果明顯優(yōu)于多元線性回方程，非線性多元回歸方程的方差上也同樣優(yōu)于線性回歸方程，因此可以認(rèn)為非線性多元回歸方程能夠較好的代表水源地開采量與各區(qū)域平均降深的關(guān)系，可以用來分析不同降深條件下的開采量，以進(jìn)一步論證水源地的最大可能開采量。

3 水源地最大可能開采量論證

根據(jù)上節(jié)所建立的水源地開采量Q和水源地北部、中部、南部水位降深S1、S2、S3的非線性回歸方程，按照不同的開采要求設(shè)置各區(qū)域不同的降深，即可預(yù)測各降深對應(yīng)的水源地可開采量，具體如下所示:

3.1 不同開采條件下的預(yù)測開采量

3.1.1 水源地正常運(yùn)行條件下的預(yù)測開采量

根據(jù)水源地建成至今逐年的地下水開采量監(jiān)測數(shù)資料知，1975～2002年為穩(wěn)定開采階段，水源地開采量在1 300×104m3至1 700×104m3之間波動，在有水位觀測數(shù)據(jù)期間，1983年的實(shí)際開采量與穩(wěn)定開采階段的平均值較為接近，因此可取1983年為正常運(yùn)行條件下的水平年，查得該年各典型觀測井水位降深S1、S2、S3，代入回歸方程，即可求出水源地正常運(yùn)行條件下的預(yù)測開采量，具體結(jié)果如表6所示:

表6 正常運(yùn)行條件下各典型水位觀測井降深及預(yù)測開采量

由上表可知，正常運(yùn)行條件下水源地年最大開采量為1 391 ×104m3。

3.1.2 水源地極限開采條件下的預(yù)測開采量

正常運(yùn)行條件下井內(nèi)水位應(yīng)高于第三系含水層的頂板，若要使水源地在持續(xù)運(yùn)行條件下最大限度的開采地下水，要求運(yùn)行水位維持在水源地第三系承壓含水層頂板之上而不能進(jìn)入該含水層，則與之對應(yīng)的水源地中部與南部降深S2、S3可由典型水位觀測井處的初始水位和第三系承壓含水層頂板之差獲得，對于井區(qū)北部地下水補(bǔ)給區(qū)域，其第三系含水層和第四系的松散堆積層大多直接接觸，其間缺少連續(xù)的隔水泥巖，該區(qū)域地下水主要賦存在第三系和第四系中的潛水和微承壓水，在1964年的初始水位已經(jīng)低于了第三系含水層頂部，因此該處水位在本方案中設(shè)定為維持水源地正常運(yùn)行條件下的水位，其降深S1可取表6的計(jì)算結(jié)果。綜合S1、S2、S3并代入回歸方程，即可求出水源地極限運(yùn)行條件下的預(yù)測開采量，各典型井含水層分布見表7，具體結(jié)果如表8所示。

表7 水源地各區(qū)典型地下水位觀測井含水層分布 m

表8 極限開采條件下各典型水位觀測井降深及預(yù)測開采量 m

由表8可知，極限開采條件下的水源地年最大開采量為1 856×104m3。

4 結(jié)語

(1)根據(jù)對所建線性回歸與非線性回歸方程精度檢驗(yàn)，提出非線性回歸方程最適宜本水源地的地下水資源預(yù)報(bào)。

(2)根據(jù)開采過程的變化，選擇比較穩(wěn)定的開采段的開采量做為該水源地地下水資源預(yù)報(bào)的基礎(chǔ)，為此提出了水源地有斷層水和承壓水補(bǔ)給保證，且能持續(xù)利用的地下水量為1 391×104m3，為保障應(yīng)急供水的地下水極限開采量為1 856×104m3。

［1］虎肚·吐烏爾白地下水利用.中國水利水電出版社，2008.10.

［2］盛驟.概率論與數(shù)理統(tǒng)計(jì).高等教育出版社，2010.

A Study on the Possibility of Groundwater Exploitation in West Bank of Baiyang River

Guo Lin1，Guo Jian2，Wu Bin3，Guo Xiwan3
(1.Xinjiang Institute of Hydropower Research and Geological Survey，Urumchi 830052，Xinjiang;2.Changji College ，U-rumchi 830052;3.Xinjiang Agricultural University，Urumchi 830052，Xinjiang)

By analyzing the production performance and hydrological characteristics of groundwater in west bank of Baiyang river，the paper builds a multiple linear regression equation and a multiple nonlinear regression equation to demonstrate the relationship between groundwater resource exploitation and hydrological characteristics.The later fitting precision test suggests that the multiple nonlinear regression equation is the best way to calculate the rational exploiting value.The exploitation data show that，the average exploiting value in 1983，which is 1 391 ×104m3，is most approximate to the exploiting value in steady exploitation stage.Therefore，the average exploiting value in 1983 is designated as the exploiting value under normal working condition.Moreover，when the groundwater level is just above the confined aquifer，the maximum exploiting value is 1 856×104m.

Water resource，water source，production performance and regression analysis

TV211.1+2

A

1004－1184(2013)05－0049－04

2013-05-07

郭琳(1971-)，女，新疆烏魯木齊人，工程師，主要從事水文地質(zhì)及工程地質(zhì)勘察試驗(yàn)工作。