Analysis of temporal trend of groundwater quality using nonparametric Mann-Kendall and Sen’s methods (Case study: Yazd-Ardakan Plain)

Document Type : Research Paper

Authors

1 - International Desert Research Center (IDRC), University of Tehran, Tehran , Iran (*Corresponding Author Email: keshtkar@ut.ac.ir)

2 Physical Geography Department, Faculty of Geography, University of Tehran, Tehran, Iran

Abstract

 
Extended abstract
Introduction
As one of the vital components of life, water is essential for many economic activities. The assessment and monitoring of groundwater quality has always been a major challenge associated with special problems. Taking into account the decline in the level of groundwater in most of Iran’s plains including Yazd-Ardakan plain, and its effects on groundwater quality, the present study uses a non-parametric Mann-Kendall test to investigate the trend of changes in the vriables of groundwater quality in Yazd-Ardakan plain and to estimate the slope of trend line by Sen’s slope estimator.
 
Methodology
Yazd-Ardakan Plain is one of the widest plains in Iran. In this research, the statistics and information about 25 sources including 12 wells, 12 qanats and 1 spring during a 10-year statistical period (2004-2014) has been used. To study the trend in time series, many parametric and nonparametric statistical methods have been developed and widely used by various researchers. Mann-Kendall method was initially developed by Mann (1945), and then by Kendall (1970). The null hypothesis in Mann-Kendall test implies randomness and lack of trend in data series, and confirmation of hypothesis one (rejection of the null hypothesis) indicates the presence of a trend in the data series. A very useful index in Mann Kendall test, Sen’s slope estimator shows the linearity of trend.
 
Discussion
Groundwater is considered as one of the important biological parameters; therefore, the monitoring and evaluation of groundwater quality change is a significant issue. Overall, of all the studied parameters, the parameters of total dissolved salts, sodium absorption ratio and electrical conductivity had very large positive slopes compared with other parameters. This represents a significant increase in the concentration of sch parameters during the period of investigation.
 
Conclusion
In this study, the trend of changes in some groundwater quality parameters in Yazd-Ardakan plain in Yazd province was studied by using Mann-Kendall’s nonparametric test and the magnitude of this trend was measured by Sen’s slope estimator. The results show that the quality of groundwater in this plain has declined over the studied period. The biggest slope changes in the trend line (micromhos on cm  EC= 550)  was related to the electrical conductivity indicating groundwater salinity, Moreover, the noticeable changes in electrical conductivity in recharge and discharge months indicate drastic changes in the groundwater quality due to precipitation. It can be argued that rainfall (total monthly rainfall of 10.8 mm in the month of discharge and total rainfall of 76 mm in the month of recharge) has greatly influenced the  groundwater quality .
 
Keywords: Ground water quality; Trend; Nonparametric Mann-Kendall; Sen̕s estimator
References:
- Alley, W.M., (1993). Regional ground water quality. New York: Van Nostrland Reinhold
- Akinlalu, A.A., and Adegbuyiro, A., and Adiat, K.A.N.‚ and Akeredolu, B.E.‚ and Lateef, W.Y., (2017). Application of multi-criteria decision analysis in prediction of groundwater resources potential: A case of Oke-Ana, Ilesa Area Southwestern, Nigeria, NRIAG. Journal of Astronomy and Geophysics, Vol 6 (1): 184-200.
- Bihrat, O., Mehmetcik, B., )2003(. The Power of Statistical Tests for Trend Detection. Turkish Journal of Engineering and Environmental Sciensces, Vol 27: 247-251.
- Carroll, S., Liu., A., Dawes., L., Hargreaves, M., Goonetilleke, A., (2013). Role of Land Use and Seasonal Factors in Water Quality Degradations.Water Resources Management, Vol 9: 3433- 3440.
- Chang, H., (2008). Spatial analysis of water quality trends in the Han River basin case study: South Korea. Water Research, Vol 13: 3285 -3304.
- Holz, G.K., (2009). Seasonal variation in groundwater levels and quality under intensively drained and grazed pastures in the Montagu catchment, NW Tasmania. Agricultural Water Management, Vol 96: 255-266.
- Kendall, M.G., (1970). Rank Correlation Methods, 2nd Ed., NewYork: Hafner.
- Ketata, M., (2010). ‘‘Hydrochemical and statistical study of groundwater in Gabes-South deep aquifer (South-eastern Tunisis)’’. Journal of Physics and Chemistry of the Earth. Vol 36 (5):187-196.
- Kumar, K.S., Kumar, P.S., Babu, M.J.R., and Rao, C.H., )2010(. Assessment and mapping of ground water quality using geographical information systems, Journal of Engineering Science and Technology, Vol 2: 6035-6046.
- Kumar, S., and Merwade, V., Kam, J., and Thurner, K., (2009). Stream flow trends in Indiana, Effects of long term persistence, precipitation and subsurface drains. Journal of Hydrology, Vol 374: 171-183.
- Kura, N.U., Ramli, M.F., Ibrahim, S., Azmin Sulaiman, W., Zaharin Aris, A., Idris Tanko, A., and Zaudi, M.A., (2015). Assessment of groundwater vulnerability to anthropogenic pollution and seawater intrusion in a small tropical island using index-based methods. Journal of Environmental Science and Pollution Research, Vol 22: 1512–1533.
- Mann, H.B., (1945). Nonparametric tests against trend. Journal of Econometrica, Vol 13: 245-259.
- Minea, I., Boicu, D., Chelariu O., (2020). Detection of Groundwater Levels Trends Using Innovative Trend Analysis Method in Temperate Climatic Conditions. Water, 12: 1-13.
- Nyende, J., van Tonder, G., Vermeulen, D., (2013). Application of Isotopes and Recharge Analysis in Investigating Surface Water and Groundwater in Fractured Aquifer under Influence of Climate Variability. Journal of Earth Science Climatology Change, Vol 4: 1- 14.
- Pawar. S., Panaskard, B.V., Wagh, M., (2014). Characterization of groundwater using Water quality index of solapur industrial, (case study: Maharashta, INDIA). Journal of Reasearch in Engineering & Technology, Vol 2: 31-36.
- Quevauviller, P., (2009). Groundwater monitoring. USA: Wiley-Blackwell.
- Ribeiro, L., Kretschmer, N., Nascimento, J., Buxo, A., Rötting, T., Soto, G., Señoret, M., Oyarzún, J., Maturana H., and Oyarzún, R., (2015). Evaluating piezometric trends using the Mann-Kendall test on the alluvial aquifers of the Elqui River basin, Chile. Hydrological Sciences Journal, 60 (10): 1840-1852.
- Sanches, F., (2001). ‘‘Mapping groundwater quality variables using PCA and geostatistics: a case study of Bajo Andarax, southeastern Spain. Hydrological Sciences’’. Journal of Sciences Hydrologiques, Vol 2: 227-242.
- Sarukkalige, R., (2012). Geostatistical analysis of groundwater quality in Western Australia. Journal of Sciences and Technology, 2: 790-794.
- Satish Kumar, K., Venkata Rathnam, E., (2019). Analysis and Prediction of Groundwater Level Trends Using Four Variations of Mann Kendall Tests and ARIMA Modelling. J Geol Soc India 94, 281–289.
- Sen, P.K., (1966). Estimates of the regression coefficients based on Kendalls tau, Journal of Amer, 63: 1379-1389.
- Theil, H., (1950). A rank invariant method of linear and Polynomial regression analysis. Netherlands Akad, Wetensch. Proc, Vol 53: 1379-1412.
- Wahlin, K., Grimvall, A., (2009). Roadmap for assessing regional trends in groundwater quality, Springer Science+Business Media B. V.
- Yue, S., Wnag, C.Y., (2002). Applicability of the pre-whiteninig to eliminatethe influence of serial correlation on the Mann- Kendall test. Water Resources Research.Vol 38: 1060-1068.
- Zakwan, M., (2021). Trend Analysis of Groundwater Level Using Innovative Trend Analysis. Groundwater Resources Development and Planning in the Semi-Arid Region Publisher: Springer. PP. 389-405.

Keywords

Main Subjects

Full Text

مقدمه

آب منبع اصلی توسعة اقتصادی، امنیت اجتماعی و کاهش فقر است (کرم‌زادی، 1397: 163). ارزش این منبع از یک سو و محدودیت آن از سوی دیگر باعث افزایش تدابیر مدیریتی برای حفظ کمیت و کیفیت آن توسط جوامع مختلف شده است. بررسی‌ها نشان داده است که تغییرات محیطی و فعالیت‌های انسانی بر کمیت و کیفیت منابع آب تأثیرگذار بوده است (Chang, 2008: 3491). به‌طورکلی استفاده از منابع آب زیرزمینی و توسعة آن به صورتی که در آینده آسیب‌پذیری‌های جبران‌ناپذیر در کیفیت، کمیت و اکوسیستم‌های وابسته را به همراه نداشته باشد، با عنوان «پایداری منابع آب زیرزمینی» تعریف شده است (Alley, 1993: 190)؛ بنابراین تعیین پایداری منابع آب زیرزمینی نیازمند بررسی مشخصه‌های کمی و کیفی آن است.

به‌منظور تعیین اهمیت روند تغییرات پارامترهای کیفی منابع آب زیرزمینی، تکنیک‌ها و روش‌های آماری، ابزارهای قدرتمندی هستند که استفاده از این روش‌ها نیازمند آگاهی از ماهیت داده‌هاست. در این بین روش‌های پارامتریک به اندازة نمونه‌ها حساس است و با وجود این در بسیاری از مواقع به‌ویژه زمانی که مجموعة داده‌ها کوچک باشد، روش‌ها و تکنیک‌های غیرپارامتریک به همان خوبی یا بهتر از روش‌های پارامتریک پاسخگوی نیازها هستند (ابارشی و همکاران، 1392: 81). یکی از روش‌های ناپارامتریک استفاده‌شده، آزمون من‌کندال است که برای بررسی بودن یا نبودن روند در میزان در طول زمان برای هر ایستگاه پایش منفرد استفاده و بر منطق رگرسیون خطی غیرپارامتریک استوار شده است. نتایج به‌کارگیری این آزمون نشان می‌دهد که آیا روند افزایشی یا کاهشی چشمگیری در غلظت پارامتر بررسی‌شده در یک ایستگاه برحسب زمان وجود دارد یا خیر.

درزمینة بررسی روند تغییرات کیفیت منابع آب زیرزمینی، مطالعات گوناگونی در خارج و داخل کشور منتشر شده است؛ ازجمله:

ولایتی (1381) طی پژوهشی تأثیر اضافه‌برداشت آب از چاهها را در شورشدن آبخوان دشت جنگل تربت حیدریه بررسی کرد. نتایج پژوهش حاکی از این موضوع بود که عامل اصلی تغییر کیفیت آبخوان، افت مستمر سطح ایستابی آب زیرزمینی به علت اضافه‌برداشت از آبخوان بوده است.

دیندارلو و همکاران (1385) در مطالعة توصیفی انجام‌شده، تعداد 33 نمونه از منابع زیرزمینی منطقة میناب را برداشت و بررسی کردند. نتایج این مطالعه نشان داد پارامترهای مؤثر در منابع آب زیرزمینی از حداکثر مجاز و حد مطلوب فراتر بوده است.

خاشعی و همکاران (1388) در پژوهشی آبخوان دشت درگز در استان خراسان رضوی را بررسی کردند. در این مطالعه با استفاده از پایش مکانی و به‌کارگیری سیستم اطلاعات جغرافیایی و روش‌های زمین‌آمار، وضعیت کمی و کیفی این آبخوان بررسی شده است. نتایج نشان داد محدوده‌های جنوب غربی و شمال غربی شهر نوخندان وضعیت مناسبی برای تأمین آب شرب شهر دارد.

اکرامی و همکاران (1390) در مطالعه‌ای روند تغییرات کیفی و کمی منابع آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان را در دهة 1377- 1389 با استفاده از نرم‌افزار آماری مینی تب[1] و کیفی آب[2] بررسی کردند. نتایج این پژوهش نشان داد که تغییرات سطح آب زیرزمینی در این دشت حاکی از روند نزولی آن و متوسط افت سطح ایستابی برابر با 5/0 متر در سال بوده و پیرو آن کیفیت آب زیرزمینی نیز در این بازة زمانی روند نزولی داشته است.

صادقی (1392) با بررسی تأثیر تغییرات کاربری اراضی بر کمیت و کیفیت آب‌های زیرزمینی در حوضة آبخیز دریاچة زریبار به این نتیجه رسید که تغییر کاربری از جنگل به کشاورزی، بیشترین تأثیر را بر ویژگی‌های کیفی و کمی آب زیرزمینی محدودة مطالعاتی به‌ویژه در شمال منطقه داشته است.

ابراهیمی و همکاران (1394) در مطالعه‌ای روند تغییرات کیفی آب زیرزمینی را تجزیه و تحلیل کردند. در این پژوهش که در منطقة دشت بستان‌آباد صورت گرفت، شیب خط روند برای تمامی متغیرها با روش تخمین‌گر سن[3] محاسبه شد. نتایج نشان داد در بیشتر ایستگاههای بررسی‌شده، غلظت پارامترهای کیفی روند افزایشی داشته و این امر باعث افت کیفیت آب زیرزمینی دشت بستان‌آباد شده است.

پاسره و همکاران (1395) در مطالعه‌ای توصیفی تغییرات سولفات را در منابع آب شرب زیرزمینی در شهر یاسوج بررسی کردند. نتایج این مطالعه نشان داد میزان سولفات با کاهش سطح ایستابی در فصل‌های تابستان و پاییز افزایش یافته است.

موسوی سردشتی و همکاران (1398) در مطالعه‌ای روند تغییرات مکانی و زمانی پارامترهای کیفی منابع آب زیرزمینی را با استفاده از روش‌های زمین‌آمار در دشت لردگان چهارمحال و بختیاری در دورة آماری 1370- 1394 بررسی کردند. نتایج این پژوهش نشان داد پارامترهای کیفی سختی کل و غلظت املاح محلول ازنظر شرب شرایط بهتری نسبت به پارامترهای کلر، سدیم و سولفات در کل دشت داشتند.

فاریابی (1399) نیز عوامل مؤثر بر کیفیت و آلودگی نیتراتة آب زیرزمینی دشت زیدون در استان خوزستان را بررسی کرده است. نتیجة این پژوهش بیانگر این مطلب بود که منابع آب زیرزمینی در بخش وسیعی از منطقة مدنظر، کیفیت نامناسبی دارد و واکنش بین آب و سازندهای زمین‌شناسی و آلودگی به‌واسطة فعالیت‌های کشاورزی و فاضلاب‌های خانگی به‌مثابة مهم‌ترین عوامل مؤثر بر کیفیت آب زیرزمینی منطقه شناسایی شد.

رابیرو و همکاران[4] (2015) با استفاده از روش ترکیبی من-کندال و شیب سن، مؤلفه‌های اصلی کیفی منابع آب زیرزمینی کم‌عمق را به‌صورت ماهانه در بازة زمانی 1979- 2008 در حوضة رودخانة الکی در مرکز شیلی بررسی کردند. نتایج این پژوهش بیانگر این موضوع بود که روند نزولی چشمگیری در بیشتر چاهها وجود داشته است. از آنجا که آب‌های زیرزمینی در این چاههای کم‌عمق به آب رودخانه و سرشاخه‌های آن وابسته است، دلایل این روند نزولی عمدتاً به کاهش جریان مشاهده‌شده در رودخانة الکی مربوط بوده است.

کومار و راتنام[5] (2019) در پژوهشی روند تغییرات ماهانه، سالانه و فصلی منابع آب‌های زیرزمینی منطقة وارانگال را در بازة زمانی 2000- 2015 با استفاده از روش غیرپارامتری من‌کندال بررسی و بزرگی روندها را با استفاده از تکنیک تخمین‌گر شیب سن محاسبه کردند. نتایج نشان داد شیب روند فصلی به‌عنوان یک روند کاهشی در دورة پیش از موسم بارندگی مشاهده شده است.

مینا و همکاران[6] (2020) در پژوهشی در بازة زمانی سال‌های 1983 تا 2018، روند تغییرات کمی منابع آب زیرزمینی را در شمال شرقی رومانی بررسی کردند. برمبنای نتایج به‌دست‌آمده یک روند مثبت کلی در فصول زمستان و بهار در سطح آب‌های زیرزمینی منطقه مشاهده شد؛ همچنین برای فصل پاییز و سپس فصل تابستان روندی منفی دیده شد.

زاکوان[7] (2021) در پژوهشی با استفاده از روش‌های من‌کندال و تخمین‌گر شیب سن، کمیت و کیفیت آب‌های زیرزمینی را در مناطق خشک و نیمه‌خشک چورو، راجستان و هند بررسی کرد. برمبنای نتایج کاهش چشمگیری در سطح آب‌های زیرزمینی مشاهده و پیرو آن مشخص شد کیفیت منابع آب زیرزمینی منطقه روند نزولی داشته است.

همچنین مطالعات دیگری دربارة تغییرات کمی و کیفی منابع آب زیرزمینی در منابع خارجی به ترتیب در منطقة آندراکس واقع در جنوب شرقی اسپانیا، حوضة آبریز مونتگو واقع در شمال غرب تاسمانیا، منطقة پالیسیا در حوضة کیوگا شرق اوگاندا، منطقة مومبی در هند، جزیرة کاپاس و منطقة اوکه‌آنا[8] در جنوب غربی نیجریه انجام و منتشر شده است (Stanches, 2001; Holz, 2009; Carroll et al., 2013; Pawar et al., 2014; Kura et al., 2015; Akinlal et al., 2017).

با توجه به نتایج بیشتر منابع بررسی‌شده، مشخص شد روند تغییرات کمیت و کیفیت منابع آب زیرزمینی متأثر از عوامل گوناگونی در بیشتر مناطق و به‌طور ویژه در مناطق خشک و بیابانی روند نزولی داشته و بیشتر مناطق با مشکلات و پیامدهای نامطلوب فراوان معیشتی و محیط زیستی روبه‌رو بوده‌اند؛ همچنین مشخص شد تاکنون مطالعه‌ای دربارة ارزیابی راندمان و مطلوبیت بررسی روند تغییرات کیفیت آب زیرزمینی با استفاده آزمون من‌کندال و روش تخمین‌گر شیب در دشت یزد- اردکان انجام نشده است؛ از این رو با توجه به افت سطح منابع آب زیرزمینی ناشی از تغییرات اقلیمی و نیز برداشت­های بی­رویه ناشی از تغییرات گستردة کاربری در بیشتر دشت‌های کشور ازجمله منطقة مطالعاتی (ارشاد حسینی، 1395: 54) و نیز تأثیرات ناشی از این افت بر کیفیت منابع آب زیرزمینی و پیامدهای محیط زیستی آن، و از آنجا که هرگونه تصمیم­گیری و اقدام مدیریتی برای رفع این معضلات نیازمند آگاهی از روند تغییرات کیفیت آب­های زیرزمینی است، بنابراین پژوهش حاضر با هدف بررسی روند تغییرات کیفی منابع آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان با استفاده از آزمون ناپارامتری من-کندال و روش تخمین‌گر شیب سن انجام شد.

 

مواد و روش‌ها

محدودة مطالعاتی

دشت یزد- اردکان، یکی از وسیع‌ترین دشت‌های استان یزد است که در طول جغرافیایی 53 درجه و 15 دقیقه تا 54 درجه و 50 دقیقة شرقی و در عرض جغرافیایی 31 درجه و 15 دقیقه تا 32 درجه و 15 دقیقة شمالی قرار دارد و از جهت غرب و جنوب غرب به کوههای شیرکوه و از سمت شرق به کوههای خرانق منتهی می‌شود. این دشت شهرهای اردکان، میبد، اشکذر، صدوق، مهریز و یزد را دربرگرفته و طول و عرض تقریبی آن به‌طور متوسط به ترتیب 120 و 35 کیلومتر است (شکل 1). این منطقه به علت واقع‌بودن در مرکز پرفشار جنب استوایی بارندگی کم و نوسانات درجه‌حرارت زیاد دارد. این دشت جزء کمربند خشک فلات مرکزی ایران با متوسط دمای سالیانة 12 تا 19 درجة سانتی‌گراد، نوسان رطوبتی کم بین 30 تا 50 درصد و تبخیر شدید بین 220 تا 3200 میلی‌متر در سال، همراه با بارش متوسط سالانة 107 میلی‌متر است. در سیستم دومارتن، پهنة استان به دو اقلیم خشک و مدیترانه‌ای تقسیم‌بندی می‌شود. تخلیة کل سالانة منابع آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان با احتساب چاههای خانگی در مناطق مهریز و اردکان جمعاً 046/564 میلیون مترمکعب بوده که از این میزان، 82 درصد به کشاورزی، 5 درصد به صنعت و 13 درصد باقی‌مانده به شرب و بهداشت اختصاص دارد (وزارت نیرو، 1391). براساس مطالعات دفتر مطالعات پایة منابع آب استان یزد و آمار به‌دست‌آمده تا سال 1395 در این دشت 1366 حلقه چاه عمیق و نیمه‌عمیق، 747 رشته قنات و 26 دهانه چشمة بزرگ و کوچک موجود است (شرکت آب منطقه‌ای استان یزد، 1395).

 

روش پژوهش

با توجه به اینکه آب زیرزمینی مهم‌ترین منبع برای مصارف مختلف به‌ویژه کشاورزی و شرب در این منطقه است، ارزیابی کیفی آب در این منطقه اهمیت ویژه‌ای دارد. در این پژوهش از آمار و اطلاعات مربوط به 25 منبع تخلیه شامل 12 حلقه چاه، 12 رشته قنات و یک دهنه چشمه با دورة آماری 10ساله (1383- 1393) استفاده شده است. داده‌های مربوط به کیفیت آب زیرزمینی شامل 15 متغیر، شامل پارامترهای مربوط به کیفیت آب زیرزمینی نظیر میزان اسیدیته (pH)، قابلیت هدایت الکتریکی (EC)، غلظت املاح محلول (TDS)، نسبت جذب سدیم (SAR)، بعضی از آنیون‌ها نظیر بی‌کربنات‌ها (HCo-3)، کلرورها (Cl-)، سولفات‌ها (SO4) و همین‌طور کاتیون‌هایی نظیر پتاسیم (K+)، منیزیم (Mg++)، کلسیم (Ca++) و سدیم (Na+) است. گفتنی است معمولاً اندازه‌گیری پارامترهای کیفی آب زیرزمینی سالانه دو بار، در ماه پرآب (اردیبهشت) و ماه کم‌آب (مهر) صورت می‌گیرد. شکل 1 موقعیت جغرافیایی دشت یزد- اردکان را در استان و کشور نشان می‌دهد.

 

شکل 1. موقعیت جغرافیایی دشت یزد- اردکان در کشور و استان

Figure 1. Geographical location of Yazd-Ardakan plain in the country and Yazd province

 

آزمون‌های ناپارامتری برای سری داده‌هایی که توزیع آماری آنها نرمال نیست یا داده‌های گمشده دارند، مناسب‌تر است. روش‌های ناپارامتری برخلاف روش‌های پارامتری به داده‌های پرت حساسیت زیادی نشان نمی‌دهند و این یکی دیگر از برتری‌های روش‌های ناپارامتری است (اکرامی و همکاران، 1390: 90)؛ همچنین غالب سری‌های زمانی مربوط به داده‌های کیفی چولگی دارند و از طرفی این سری‌ها ممکن است ضریب خودهمبستگی معنا‌دار داشته باشند. شرط استفاده از این آزمون‌ها، نبود خودهمبستگی معنا‌دار در سری زمانی داده‌هاست. چنانچه ضریب خودهمبستگی معنا‌دار باشد، لازم است ابتدا با استفاده از روش‌های پیش‌سفیدکردن[9] اثر خودهمبستگی از سری داده‌ها حذف و سپس برای روند سری مدنظر آزموده شود؛ به همین دلیل در این پژوهش پس از حذف اثر خودهمبستگی داده‌ها[10] از آزمون من‌کندال استفاده شده است.

 

ارزیابی کیفی منابع آب زیرزمینی با روش من‌کندال

روش من-کندال را ابتدا من[11] (1945) ارائه کرد و سپس کندال[12] (1970) آن را بسط و توسعه داد. فرض صفر آزمون من-کندال بر تصادفی‌بودن و نبود روند در سری داده‌ها دلالت دارد و پذیرش فرض یک (رد فرض صفر) دال بر وجود روند در سری داده‌هاست. در این روش ابتدا اختلاف بین هریک از مشاهدات با تمام مشاهدات پس از آن محاسبه می‌شود و پارامتر S براساس رابطة زیر به دست می‌آید:

                                                           (1)

در این رابطه n تعداد مشاهدات سری و xj و xk به ترتیب داده‌های j ام و k ام سری هستند.

در مرحلة بعد واریانس S با یکی از روابط زیر محاسبه شد:

(2)                                           

(3)                                                                          

در این رابطه n و m معرف تعداد دنباله‌هایی است که در آنها دست‌کم یک دادة تکراری وجود دارد. t نیز بیانگر فراوانی داده‌های با ارزش یکسان در یک دنباله (تعداد گرهها) است. درنهایت نیز آمارة Z به کمک یکی از روابط زیر استخراج می‌شود:

(4)                                                                

با فرض دو دامنة آزمون روند، فرضیة صفر در صورتی پذیرفته می‌شود که شرط زیر برقرار باشد:

(5)                                                                                                              

Z  سطح معنا‌داری است که برای آزمون در نظر گرفته می‌شود و Zα آمارة توزیع نرمال استاندارد در سطح معناداری است که با توجه به دو دامنه بودن آزمون از آن استفاده شده است. در بررسی حاضر این آزمون برای سطوح اعتماد 95% و 99% به کار گرفته شده است. در صورتی که آمارة Z مثبت باشد، روند سری داده‌ها صعودی و در صورت منفی‌بودن آن روند نزولی در نظر گرفته می‌شود (Kendall, 1970: 9; Mann, 1945: 249).

 
آزمون من‌کندال بدون در نظر گرفتن خودهمبستگی داده‌ها

در آزمون من‌کندال مرسوم یا MKI هر مقدار در سری زمانی به‌طور پیوسته و پشت سر هم نسبت به بقیة مقادیر سری مقایسه می‌شود. آماره‌های این آزمون براساس روابط آزمون من‌کندال محاسبه می‌شود. آمارة آزمون MKI استانداردشدة Z از توزیع نرمال با میانگین صفر و واریانس یک پیروی می‌کند. فرض صفر (نبود روند در سطح معنادار α) به شرطی پذیرفته می‌شود که  قرار گیرد؛ در غیر این صورت رد می‌شود.

 
آزمون من‌کندال با حذف اثر خودهمبستگی مرتبه اول

فرایند حذف اثر خودهمبستگی را کومار و همکاران (2009) براساس مراحل زیر ارائه کرده‌اند:

  1. محاسبة ضریب خودهمبستگی مرتبه K ام از رابطة زیر به دست آمد:

(6)                                      

  1. با قراردادن مقدار k معادل یک ضریب خودهمبستگی مرتبه اول به دست می‌آید و برای آزمون معنادار آن چنین عمل می‌شود.

 اگر  باشد، آنگاه فرض می‌شود داده‌ها در سطح معنا‌دار 10 درصد مستقل از هم هستند؛ در غیر این صورت داده‌ها خودهمبستگی دارند و پیش از انجام آزمون من‌کندال باید اثر خودهمبستگی داده‌ها از سری زمانی مربوطه حذف شود.

  1. شیب sen برای سری داده‌ها از رابطة زیر محاسبه و روند از سری داده‌ها با رابطة زیر حذف می‌شود (Kumar et al., 2009: 181):

(7)                                        

  1. ضریب خودهمبستگی مرتبه اول داده‌های بدون روند با استفاده از رابطة اشاره‌شده محاسبه می‌شود.
  2. مؤلفه‌های خودهمبستگی مرتبه اول (AR(1)) از سری داده‌های بدون روند با رابطة زیر حذف می‌شود و سری باقی‌مانده‌ها y1 به دست می‌آید:

(8)                                      

  1. روند دوباره به سری باقی‌مانده‌ها اضافه می‌شود تا سری ترکیبی(yi) به دست آید:

(9)                                      

با اعمال آزمون من‌کندال به سری داده‌های اخیر، وجود روند در آنها بررسی شد. این کار با محاسبة آمارة Z من‌کندال برای سری اخیر انجام می‌شود. اگر Z محاسبه‌شده بزرگ‌تر از رقم 645/1 باشد، روند داده‌ها در سطح 10 درصد معنادار فرض می‌شود و اگر Z محاسبه‌شده بزرگ‌تر از ارقام 96/1 و 33/2 باشد، روند داده‌ها به ترتیب در سطح پنج درصد و یک درصد معنا‌دار فرض می‌شود؛ در غیر این صورت فرض صفر مبنی بر وجود روند در داده‌ها در سطح معناداری مدنظر رد می‌شود.

 

شیب Sen

یک شاخص بسیار مفید در آزمون من‌کندال شیب Sen است که بزرگی روند یکنواخت را نشان می‌دهد. مقدار شیب روند با استفاده از شیوة تیل[13] (1950) و سن[14] (1966) با رابطة زیر برآورد می‌شود:

 

(10)                                                

در آن β برآوردگر شیب خط روند و xl مقدار مشاهده‌شدة l ام است. مقادیر مثبت β نشان‌دهندة روند افزایشی و مقادیر منفی آن نشان‌دهندة روند کاهشی است. این روش در مطالعات هیدرولوژیکی به‌طور وسیعی استفاده شده است.

 

نتایج و بحث

همان‌طور که بیان شد، با محاسبة آمارة Z من‌کندال برای سری داده‌های اخیر، وجود روند در آنها بررسی شد. تعداد محل‌های آمارة Z من‌کندال مربوط به 15 متغیر کیفی آب زیرزمینی در 25 منبع تخلیه (چاه، چشمه و قنات) در محدودة دشت یزد- اردکان در جدول 1 نشان داده شده است.

جدول 1. نتایج روند تغییرات کاتیون‌ها و آنیون‌های کیفی آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان (1383- 1393) با آزمون ناپارامتری من‌کندال

Table 1. Results of changes in cations/anions of groundwater in Yazd-Ardakan plain (2004-2014) using non-parametric Mann-Kendall test

SO-4

Cl-

HCo-3

Anion

K+

Na++

Ca++

Mg++

Cation

ماه

محل

46/1-

36/0

87/1

45/0

60/1-

91/0

63/0-

47/0

99/0

تخلیه

ابراهیم‌آباد

*21/2-

08/0-

*28/2

23/0

53/1-

63/0

33/1-

0

55/0

تغذیه

39/2-

2-

80/0

16/0-

91/1-

79/0-

88/0

64/1

16/0

تخلیه

ارجنان اردکان

*11/2-

71

0

31/0-

31/1-

39/0-

95

1-

62/0

تغذیه

48/0-

0

2-

0

40/0-

0

39/0-

0

23/0

تخلیه

اردکان-چاه

70/0

80

02/1-

95

28/1-

33/1

80

80

95

تغذیه

87/0-

41/1

71/0

1-

64/0-

28/2

16/0

64/0-

41/1

تخلیه

اردکان- قنات

*51/2-

71

*51/2

*18/2

*44/2-

*51/2

39/0-

49/1-

87

تغذیه

37/2-

55/0-

1-

02/2-

72/0-

52/2-

0

0

18/2-

تخلیه

الله‌آباد شورک

*05/3-

56/1-

48/1

**11/3-

47/0-

**99/2-

42/1

34/1-

***58/3-

تغذیه

28/1

10/1-

40/0

0

19/1-

55/0

16/0

66/0

62/0

تخلیه

بغدادآباد-چاه

32/0

57/1-

1-

0

*11/2-

33/0-

87/0

08/0-

62/0

تغذیه

16/0

86/0-

24/0

16/0-

97/0-

16/0-

0

26/1-

16/0-

تخلیه

بغدادآباد-قنات

24/0-

+89/1-

32/0

09/1-

37/1-

27/1-

0

71/0

93/0-

تغذیه

55/0-

1-

94/0

86/0

04/2-

55/0

78/0-

39/0-

23/0

تخلیه

بلوار جمهوری

25/1-

16/0-

40/1

16/0-

*02/2-

47/0

31/0-

93/0-

47/0-

تغذیه

*10/2-

*46/2-

43/1

31/0-

69/0-

73/2-

25/3

57/1

39/0-

تخلیه

بندرآباد

*21/2-

08/0-

**16/3

86/0

56/1-

79/1-

**73/2

87/0

0

تغذیه

**80/2-

**11/3-

47/0

*49/2

69/0-

***67/3-

78/0

93/0-

*49/2-

تخلیه

چرخاب

**05/3-

*42/2-

64/1

*34/2-

11/1-

***83/3-

56/1

70/0

*18/2-

تغذیه

89/0

27/1

80/0

**05/3

-58/0

0

*35/2

*96/1

**29/3

تخلیه

حسن‌آباد

*05/2

1-

10/1-

56/1

96/0

*40/2-

*97/1

0

17/1

تغذیه

*28/2-

33/1-

72

48/1-

64/2-

65/1-

10/1-

*55/2-

48/1-

تخلیه

خضرآباد

96/0

**59/2

65

65/2

57/0-

65

*34/2

80

***58/3

تغذیه

*02/2-

25/1-

49/1

87/1-

40/1-

63/1-

80/1-

47/0

57/1-

تخلیه

رستاق

05/1-

0

*19/2

40/1-

*11/2-

86/0-

0

40/0

31/0-

تغذیه

70/0

23/0

02/1-

0

*42/2-

08/0-

55/0

1-

08/0-

تخلیه

زارچ

47/0-

93/0-

41/1-

78/0-

61/1-

48/1-

55/0-

08/0-

09/1-

تغذیه

25/1-

62/0

40/1

62/0

16/0-

31/0

78/0

31/0-

31/0

تخلیه

سطح شهر

*56/2-

71/1-

96/0

*49/2-

61/1-

86/0-

64/1-

*97/1-

**80/2-

تغذیه

82/0-

0

38/1

1-

25/1

1-

1-

55/0

09/0-

66/1-

80/0-

84/1-

72

*42/2

70

55/0

*02/2

47/0

تخلیه

تغذیه

شحنه

48/0

48/0

1-

63/0

*19/2-

32/1-

74/0

48/0

16/0

تخلیه

طزنج

91/0-

55/0

72

47/0

60/0-

34/1-

1-

55/0

31/0-

تغذیه

52/1-

72

51/1

*26/2

**88/2-

49/1

96/0

73

*11/2

تخلیه

عشرت‌آباد میبد

71/0-

64/1

17/1

87

36/1-

17/1

33/1

57/1

56/1

تغذیه

+72/1-

*26/2-

59/1

*11/2-

25/0

94/0-

62/0-

**89/2-

56/1-

تخلیه

علی‌آباد دشتی

91/1-

35/2-

0

34/2-

62/1-

+68/1-

27/1

**877/2-

02/2-

تغذیه

17/1-

39/0-

23/0

31/0-

41/1-

40/1-

70/0

39/0

39/0-

تخلیه

فهرج

*35/2-

39/0-

40/0-

47/0-

99/0-

02/1-

70/0-

02/1-

31/0-

تغذیه

52/1-

1-

74

0

20/1-

0

48/0-

*97/1

0

تخلیه

قطب‌آباد اردکان

25/0-

62/0

55/0

93/0

58/1-

32/0

96/0

89

62/0

تغذیه

62/1-

**74/2-

94/0-

+87/1-

65/1-

*33/2-

16/0-

47/0-

71/1-

تخلیه

محمدآباد- چاه

46/2-

*44/2-

1-

*49/2-

**85/2-

*30/2-

74/0-

**65/2-

**65/2-

تغذیه

40/1-

*33/2-

89

09/1-

84/1-

56/0-

96/0-

41/1-

09/1-

تخلیه

محمدآباد- قنات

28/1

36/1-

81

62/0

25/0-

89/1-

64/0

18/1

16/0

تغذیه

*98/1-

**28/3

51/1-

95

79/0-

68

*04/2

42/1

*26/2

تخلیه

مزرعه شور

0

*44/2

95/0-

71

32/0-

18/1

**06/3

0

86/0

تغذیه

5

13

22

14

1

11

16

16

13

تخلیه

تعداد محل با روند مثبت

6

12

21

14

1

8

17

17

14

تغذیه

20

12

3

11

24

14

9

9

12

تخلیه

تعداد محل با روند منفی

19

13

4

11

24

17

8

8

11

تغذیه

نکته: روند معناداری در سطوح 1/0، 05/0، 01/0 و 001/0 درصد به ترتیب با علائم +، *، ** و *** مشخص شده است.

نتایج به‌دست‌آمده نشان داد روند تغییرات بیشتر غلظت متغیرهای کیفی و کاهش کیفیت منابع آب زیرزمینی در این دشت رو به افزایش بوده است؛ چنانکه در زمان‌های تخلیه (برداشت از منابع آب زیرزمینی) 7/54 درصد و در ماه تغذیه (همزمان با بارش‌های جوّی و تغذیة منابع آب زیرزمینی) 3/45 درصد روند مثبت (افزایش غلظت یون‌ها و کاهش کیفیت منابع آب) معنا‌دار را در سطح 10 درصد از خود نشان داده است. حال آنکه روند منفی معنا‌دار (کاهش پارامترها و بهبود کیفی) در سطح 10 درصد در ماه تغذیه 8/50 درصد و روند منفی معنا‌دار در ماه تخلیه 2/49 درصد بوده است.

با توجه به نتایج حاصل می‌توان بیان داشت که برای پارامترهای غلظت املاح محلول، سختی کل، نسبت جذب سدیم و هدایت الکتریکی که طی بازة زمانی پژوهش روند نزولی داشته‌اند، در سال 1391 روند نزولی شدیدتر بوده که این کاهش شدید به دلیل رخداد خشکسالی در سال آبی 1390- 1391 در محدودة مطالعاتی بوده است.

جدول 2. نتایج روند تغییرات پارامترهای مؤثر بر کیفیت آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان (1383- 1393) با آزمون ناپارامتری من‌کندال

Table 2. Results of changes in effective parameters on groundwater in Yazd-Ardakan plain (2004-2014) using non-parametric Mann-Kendall test

پارامتر

ماه

pH

TDS

TH

SAR

EC

%Na

تعداد محل با روند مثبت

تخلیه

تغذیه

11

13

18

11

17

19

13

17

13

15

12

5

تعداد محل با روند منفی

تخلیه

تغذیه

13

12

7

14

8

6

12

8

12

10

13

20

 

با توجه به جدول‌های بالا، در ماه تغذیه روند متغیر سختی کل در 17 منبع تخلیه مثبت بوده و در بندرآباد و حسن‌آباد در سطح 01/0 درصد و در شحنه و مزرعه شور در سطح 05/0 درصد معنادارند. روند تغییرات پارامتر کلر نیز در ماه تغذیه در 13 منبع تخلیه مثبت بوده و در بندرآباد، علی‌آباد دشتی و محمدآباد (قنات) در سطح 05/0 درصد روند معنادار داشته و در چرخاب، محمدآباد (چاه) و مزرعه شور در سطح 01/0 درصد معنادار است. روند یون پتاسیم نیز در ماه تغذیه در تمامی محل‌ها (به جز علی‌آباد دشتی) روند منفی داشته و در حسین‌آباد ریسمانی و عشرت‌آباد میبد در سطح 01/0 و طزنج و زارچ در سطح 05/0 درصد و رستاق و شحنه در سطح 1/0 درصد روند منفی نشان داده شده است. متغیر درصد سدیم محلول در ماه تغذیه در 20 محل روند کاهشی داشته، در حالی که در ماه تخلیه در 13 محل روند کاهشی داشته ‌است.

یون کلسیم نیز در ماه تغذیه در 17 ایستگاه روند مثبت داشته است که از این مقدار حسن‌آباد مهریز و مزرعه شور در سطح 05/0 درصد با روند مثبت معنادار به دست آمده است. غلظت املاح محلول در ماه تغذیه در 14 محل روند کاهشی داشته که در چرخاب و محمدآباد (چاه) در سطح 01/0 معنادار است. این پارامتر در ماه تخلیه در 18 محل با روند مثبت بوده که در رستاق در سطح 001/0 دارای روند معنادار مشاهده شد. یکی دیگر از متغیرهای کیفی آب زیرزمینی نسبت جذب سدیم در ماه تغذیه در 17 محل روند مثبت و در 8 محل روند منفی داشته است؛ در حالی که این متغیر در ماه تخلیه در 13 محل روند منفی و در 12 محل روند مثبت را نشان داده است. روند متغیر یون سدیم در ماه تخلیه در 11 محل و در ماه تغذیه در 8 محل روند مثبت معنادار تشخیص داده شد.

پارامتر بی‌کربنات در بیشتر محل‌ها در ماه تخلیه و تغذیه روند افزایشی داشته است. متغیر کیفی سولفات نیز در بیشتر محل‌ها در ماه تخلیه و تغذیه روند منفی را تجربه کرده است. روند متغیر هدایت الکتریکی در 13 محل در ماه تخلیه و در 15 محل در ماه تغذیه روند مثبت داشته که در بیشتر آنها در سطح بیشتر از 1/0 درصد معنادار است. مجموع آنیون‌ها در بیشتر محل‌ها در ماههای تغذیه و تخلیه روند مثبت معنادار تقریباً مشابه داشته‌اند و مجموع کاتیون‌ها تقریباً درصد مساوی از روند افزایشی و کاهشی در تمامی محل‌ها داشته است.

بیشترین روند مثبت معنادار در محل حسین‌آباد ریسمانی مشاهده شد. در بین همة متغیرهای کیفی آب زیرزمینی، در ماههای تغذیه، پارامتر بی‌کربنات بیشترین روند مثبت معنا‌دار و در ماههای تخلیه نیز پارامتر بی‌کربنات بیشترین روند مثبت معنا‌دار را داشته است. دربارة روند منفی معنا‌دار در بین همة متغیرهای کیفی در ماه تغذیه، یون پتاسیم بیشترین روند کاهشی را تجربه کرده است. در حالت کلی با توجه به روند مثبت معنادار غالب در ماه تخلیه و تغذیه، کیفیت آب زیرزمینی دشت در طول دورة آماری افت پیدا کرده و آب زیرزمینی به سمت شورشدن میل کرده است.

 

شیب Sen

شیب سن یک شاخص بسیار مفید در آزمون من‌کندال است که بزرگی روند یکنواخت را نشان می‌دهد. براساس جدول‌های زیر، مقادیر شیب خط روند متغیرهای کیفی آب زیرزمینی که با روش تخمین‌گر شیب سن به دست آمده‌اند، برای هر دو ماه تغذیه و تخلیه آورده شده است.

جدول 3. مقادیر شیب خط روند برای سری زمانی کاتیون‌ها و آنیون‌های کیفی آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان (دورة آماری 1383- 1393)

Table 3. Cations and anions trend line values of groundwater in Yazd-Ardakan plain (2004-2014)

So-4

Cl-

Hco-3

anion

K+

Na++

Ca++

Mg++

Cation

ماه

پارامتر

093/0-

019/0

053/0

233/0

003/0-

110/0

032/0-

0

177/0

تخلیه

ابراهیم‌آباد- رحمت‌آباد

131/0-

003/0-

053/0

105/0

001/0-

077/0

060/0-

002/0

059/0

تغذیه

013/0-

003/0

029/0

007/0

002/0-

024/0-

046/0

0

003/0-

تخلیه

دهنو

006/0-

003/0-

0

003/-

001/0-

0

034/0

0

014/0

تغذیه

020/0-

0

267/0

0

0

0

660/0-

544/0

140/0

تخلیه

اردکان 1

201/0

982/5

133/0-

355/6

011/0-

968/1

130/2

756/1

354/6

تغذیه

347/0-

280/0

200/0

108/0

003/0-

305/0

0

040/0-

210/0

تخلیه

اردکان 2

326/0-

187/0

333/0

237/0

013/0-

338/0

006/0-

075/0-

318/0

تغذیه

387/1-

470/0-

160/0

930/1-

006/0-

609/2-

0

0

903/1-

تخلیه

الله‌آباد شورک

083/2-

173/1-

150/0

294/3-

010/0-

625/3-

960/0

333/0-

347/3-

تغذیه

002/0

043/0-

0

002/0-

0

0

0

0

020/0

تخلیه

بغدادآباد 1

0

040/0-

025/0

006/0

002/0-

0

020/0

0

040/0

تغذیه

018/0

053/0-

011/0

077/0-

0

0

004/0

060/0-

052/0-

تخلیه

بغدادآباد 2

0

018/0-

0

046/0-

0

098/0-

0

023/0

073/0-

تغذیه

149/0-

610/0

187/0

815/0

066/0-

435/0

197/0-

067/0-

448/0

تخلیه

بلوار جمهوری

490/0-

034/0-

285/0

196/0-

004/0-

218/0

116/0-

386/0-

174/0-

تغذیه

101/0-

037/0-

133/0

10/0-

0

174/0-

080/0

040/0

010/0-

تخلیه

بندرآباد

130/0-

0

200/0

0

002/0-

097/0-

070/0

040/0

002/0

تغذیه

236/0-

148/0-

023/0

428/0-

0

435/0-

069/0

041/0-

437/0-

تخلیه

چرخاب

240/0-

094/0-

065/0

264/0-

0

411/0-

089/0

050/0

253/0-

تغذیه

029/0

018/0

027/0

103/0

0

0

056/0

050/0

106/0

تخلیه

حسن‌آباد مهریز

051/0

008/0

024/0-

077/0

0

0

088/0

005/0

040/0

تغذیه

0

107/0

027/0

150/0

003/0-

143/0

010/0

027/0

213/0

تخلیه

حسین‌آباد ریسمانی

060/0-

047/0

048/0

027/0

003/0-

145/0

003/0

0

190/0

تغذیه

211/0-

734/0-

100/0

835/0-

003/0-

433/0-

140/0-

131/0-

676/0-

تخلیه

خضرآباد

005/0

045/0

063/0

143/0

0

054/0

160/0

097/0

294/0

تغذیه

149/0-

058/0-

050/0

162/0-

369/0-

002/0-

145/0-

025/0

040/0-

تخلیه

رستاق

010/0-

0

091/0

165/0-

0

145/0-

0

0

083/0-

تغذیه

312/0

101/0

047/0-

022/0

013/0-

437/0-870/0

164/0

339/0

111/0-

تخلیه

زارچ

243/0-

351/0-

114/0-

498/0-

009/0-

118/0-

020/0-

516/0-

تغذیه

792/0-

566/1

055/0

464/0

001/0-

686/0

168/0

030/0-

122/1

تخلیه

سطح شهر

694/0-

706/0-

080/0

297/1-

07/0-

684/0

450/0-

898/0-

265/0-

تغذیه

023/0-

071/0

091/0

140/0

0

110/0-

183/0

113/0

287/0

تخلیه

شحنه

0

042/0

036/0

027/0

0

143/0-

193/0

027/0

060/0-

تغذیه

0

0

053/0

078/0

003/0-

003/0-

0

011/0

026/0-

تخلیه

طزنج

025/0-

018/0

067/0

047/0

0

071/0-

044/0

020/0

009/0-

تغذیه

144/0-

350/0

300/0

0708/0

013/0-

440/0

065/0

038/0

698/0

تخلیه

عشرت‌آباد میبد

003/0-

505/0

193/0

650/0

006/0-

290/0

196/0

088/0

645/0

تغذیه

139/0-

251/0-

057/0

363/0-

0

0

048/0-

280/0-

300/0-

تخلیه

علی‌آباد دشتی

236/0-

253/0-

0

454/0-

003/0-

097/0

106/0-

329/0-

456/0

تغذیه

192/0-

230/0-

016/0

396/0-

004/0-

694/0

074/0

192/0

662/0-

تخلیه

فهرج

315/0-

035/1

0

238/0-

002/0-

599/0-

298/0-

356/0-

103/0-

تغذیه

210/0-

188/0-

0

417/0-

004/0-

218/0

0

100/0-

310/0-

تخلیه

محمدآباد 1

416/0-

285/0-

0

597/0-

003/0-

290/0-

0

260/0-

643/0-

تغذیه

105/0-

093/0-

080/0

34/0-

003/0-

001/0-

032/0

080/0-

118/0-

تخلیه

محمدآباد 2

017/0-

028/0

069/0

040/0

0

049/0-

018/0

044/0

026/0

تغذیه

005/0-

090/0

067/0

002/0-

008/0-

0

0

056/0

005/0

تخلیه

قطب‌آباد اردکان

0

235/0

050/0

185/0

008/0-

108/0

080/0

098/0

195/0

تغذیه

350/0-

373/0

027/0-

303/0

006/0-

246/0

196/0

044/0

367/0

تخلیه

مزرعه شور

0

280/0

032/0-

227/0

0

0

090/0

0

082/0

تغذیه

نکته: روند معناداری در سطوح 1/0، 05/0، 01/0 و 001/0 درصد به ترتیب با علائم +، *، ** و *** مشخص شده است.

براساس جدول 3 مقادیر مثبت نشان‌دهندة روند افزایشی و مقادیر منفی نشان‌دهندة روند کاهشی است. بزرگ‌ترین شیب مثبت خط روند به پارامتر هدایت الکتریکی در اردکان (میکروموس بر سانتی‌متر 550EC=) در ماه تخلیه مربوط است. همچنین بیشترین روند افزایشی پارامترها در این محل مشاهده شده است که بیانگر افزایش غلظت یون‌ها و نامناسب‌شدن آب منطقة مدنظر است. بزرگ‌ترین شیب منفی خط روند به همین پارامتر (میکروموس بر سانتی‌متر 617-EC=) در زارچ در ماه تغذیه مربوط بوده است. به‌طورکلی از بین تمام پارامترهای بررسی‌شده، پارامترهای کل املاح محلول، نسبت جذب سدیم و هدایت الکتریکی شیب‌های مثبت بسیار بزرگ نسبت به پارامترهای دیگر داشته که این مسئله بیانگر افزایش چشمگیر غلظت این پارامترها در خلال دورة زمانی بررسی‌شده است.

براساس روند نزولی بارش در بازة زمانی منتهی به دهة 1390 و کاهش سطح آب منابع آب زیرزمینی در دشت یزد- اردکان (ارشاد حسینی، 1395: 81؛ امیدوار و همکاران، 1395: 627)، می‌توان بیان داشت که برداشت بیش از حد از منابع آب زیرزمینی و پیرو آن کاهش سطح منابع آب زیرزمینی و همچنین کاهش میزان بارندگی (مجموع بارندگی سالانة 84-83، 73 میلی‌متر و مجموع بارندگی سالانة 94-93، 8/56 میلی‌متر)، وقوع پدیدة خشکسالی و درنتیجه افت سطح آب زیرزمینی (37/0- متر) در سال‌های منتهی به پایان بازة زمانی پژوهش، افزایش غلظت پارامترهای کیفی و کاهش کیفیت منابع آب زیرزمینی محدودة مطالعاتی را به دنبال داشته است.

روند افزایشی غلظت پارامترهای مؤثر بر کیفیت منابع آب زیرزمینی در این دشت با نتایج بررسی روند غلظت پارامترهای تأثیرگذار بر شرایط کیفی منابع آب زیرزمینی حاصل از پژوهش‌های وثوقی و همکاران (1390)، صاحب‌جلال و همکاران (1391)، ابارشی و همکاران (1392)، ابراهیمی و همکاران (1394)، سوراکالیج[15] (2012) و پاوار و همکاران[16] (2014) مطابقت داشت.

با توجه به نتایج حاصل از روند پارامترهای کیفی منابع آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان با روش ناپارامتری من‌کندال و تخمین‌گر شیب سن می‌توان بیان کرد که اساس این روش‌ها بر تفاوت بین داده‌های مشاهداتی دلالت دارد؛ به گونه‌ای که این روش‌ها مستقل از توزیع آماری سری زمانی است و برای داده‌هایی که چولگی و کشیدگی دارند (داده‌های کیفی منابع آب زیرزمینی نرمال نیست و کشیدگی و چولگی دارند) مناسب‌تر از روش‌های پارامتری عمل می‌کنند (Biharat and Mehmetcik, 2003: 249)؛ بنابراین این دو آزمون جزو متداول‌ترین روش‌های ناپارامتری تحلیل روند سری‌های زمانی هیدرومتئولوژیکی شناخته شدند. مطالعات وثوقی و همکاران (1390)، ابارشی و همکاران (1392)، ملاعلی شیرازی و همکاران (1393) و ابراهیمی و همکاران (1394)، نشان‌دهندة مناسب‌بودن آزمون ناپارامتری من‌کندال و تخمین‌گر شیب سن برای بررسی تغییرات روند متغیرهای کیفی آب زیرزمینی بود.

در شکل‌های 2 تا 5 برای نمونه روند متوسط تغییرات سالانة پارامترهای کیفی کل املاح محلول و هدایت الکتریکی در زمان‌های تغذیه و تخلیه نشان داده شده است. روند تغییرات در این شکل‌ها بیانگر این مطلب بود که متوسط سالانة شیب روند پارامترهای اشاره‌شده در ماه تغذیه نزولی بوده است که تأثیرگذاری مثبت بارش‌ها بر روند نزولی شیب پارامترهای فوق را نشان می‌دهد.

شکل 2. روند متوسط تغییرات سالانة کل املاح محلول در ماه برداشت در بازة زمانی منتخب در دشت یزد- اردکان

Figure 2. Annual average trend of TDS in discharge time for the selected period in Yazd-Ardakan plain

 

شکل 3. روند متوسط تغییرات سالانة کل املاح محلول در ماه تغذیه در بازة زمانی منتخب در دشت یزد- اردکان

Figure 3. Annual average trend of TDS in recharge time for the selected period in Yazd-Ardakan plain

 

شکل 4. روند متوسط تغییرات سالانة هدایت الکتریکی در ماه برداشت در بازة زمانی منتخب در دشت یزد- اردکان

Figure 4. Annual average trend of EC in discharge time for the selected period in Yazd-Ardakan plain

شکل 5. روند متوسط تغییرات سالانة هدایت الکتریکی در ماه تغذیه در بازة زمانی منتخب در دشت یزد- اردکان

Figure 5. Annual average trend of EC in recharge time for the selected period in Yazd-Ardakan plain

 

نتیجه‌گیری

پژوهش حاضر با هدف بررسی روند تغییرات کیفی منابع آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان با استفاده از آزمون ناپارامتری من‌کندال و تخمین‌گر شیب سن انجام شد. نتایج بیان‌کنندة این مطلب بود که در بین همة متغیرهای کیفی، پارامتر بی‌کربنات بیشترین روند مثبت معنادار و یون پتاسیم بیشترین روند منفی معنا‌دار را داشته است. بزرگ‌ترین شیب مثبت خط روند به پارامتر هدایت الکتریکی با مقدار 550EC= میکروموس بر سانتی‌متر در زمان تخلیه مربوط بوده است. بزرگ‌ترین شیب منفی خط روند به همین پارامتر 617- EC= میکروموس بر سانتی‌متر در زارچ در زمان تغذیه مربوط بوده است.

با توجه به نتایج حاصل می‌توان نتیجه‌ گرفت که دو آزمون ناپارامتری من‌کندال و تخمین‌گر شیب سن، یکی از روش‌های مناسب ناپارامتری تحلیل روند سری‌های زمانی هیدرومتئولوژیکی در مناطق خشک و بیابانی هستند.

همچنین نتایج به‌دست‌آمده نشان داد در بیشتر محل‌های بررسی‌شده، غلظت پارامترهای کیفی روند افزایشی داشته و منابع آب زیرزمینی در این دشت به سمت کاهش کیفیت گرایش پیدا کرده است؛ بنابراین می‌توان چنین نتیجه‌گیری کرد که این کاهش کیفیت به کاهش سطح ایستابی ناشی از تغییرات کاربری و پیرو آن برداشت بیش از حد از منابع آب زیرزمینی و همچنین کاهش میزان بارندگی در بازة 30ساله و وقوع پی‌درپی پدیدة خشکسالی‌ در دهه‌های اخیر برمی‌گردد. از سوی دیگر با توجه به نتایج به‌دست‌آمده معلوم شد کیفیت آب زیرزمینی به‌ویژه در نواحی شمالی دشت یزد- اردکان، وضعیت نامطلوب‌تری نسبت به سایر مناطق محدودة مطالعاتی دارد و نیازمند اقدامات مدیریتی و حفاظتی ویژه‌ای درزمینة بهبود کیفیت و کمیت منابع آب زیرزمینی است.

 

  1. 1. Minitab
  2. Aquachem

[3]. Sen

[4]. Ribiero et al.

[5]. Kumar and Rathnam

[6]. Minea et al.

[7]. Zakwan

[8]. Oke-Ana

[9]. Pre-whitening

[10]. Auto-correlation

[11]. Mann

[12]. Kendall

  1. Theil
  2. Sen
  3. Sarukkalige
  4. Pawar et al.

References

منابع
ابارشی، فرزانه، مفتاح هلقی، مهدی، دهقانی، امیراحمد، (1392). روند تغییرات کیفیت آب زیرزمینی دشت زرین گل با استفاده از آزمون ناپارامتری من‌کندال اصلاح‌شده و تخمین‌گر شیب سن، نشریة پژوهش‌های حفاظت آب و خاک، جلد 21، شمارة 3، 79- 100.
ابراهیمی، سالمه، نریمانی، ندا، دین‌پژوه، یعقوب، (1394). تجزیه و تحلیل تغییرات آب زیرزمینی دشت بستان‌آباد با استفاده از روش من‌کندال، دهمین کنگرة بین‌المللی مهندسی عمران، دانشکدة مهندسی عمران، تبریز.
ارشاد حسینی، محدثه، (1395). بررسی روند تغییرات کیفی منابع آب زیرزمینی (مطالعة موردی: دشت یزد- اردکان)، کشتکار، امیررضا، مرکز تحقیقات بین‌المللی بیابان، گروه آموزشی مدیریت مناطق بیابانی، دانشگاه تهران.
اکرامی، محمد، شریفی، ذبیح‌الله، ملکی‌نژاد، حسین، اختصاصی، محمدرضا، (1390). بررسی روند تغییرات کیفی و کمی منابع آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان در دهة 1379- 1388، نشریة طلوع بهداشت، دورة 10، شمارة 4، 82- 91.
امیدوار، کمال، زارع، مجید، ابراهیمی، رضا، (1395). تأثیر خشکسالی‌های اخیر بر منابع آب‌های زیرزمینی دشت یزد-اردکان، نشریة آبیاری و زهکشی ایران، جلد 10، شمارة 5، 622- 635.
برمکی، مجید، رضایی، محسن، صابری نصر، امیر، (1393). ارزیابی شاخص کیفیت آب زیرزمینی (GQI) در آبخوان لنجانات با استفاده سیستم اطلاعات جغرافیایی، نشریۀ زمین‌شناسی مهندسی، جلد 8، شمارة 2، 2121- 2138.
پاسره، فیض‌الله، حسنی، امیرحسام، حسینی، نظام‌الدین، جاوید، امیرحسین، (1395). بررسی تغییرات سولفات در منابع آب شرب زیرزمینی شهر یاسوج و تهیة نقشة کیفی آن با ابزار GIS، نشریة علوم و تکنولوژی محیط زیست، دورة 18، شمارة 1، 17- 22.
خاشعی سیوکی، عباس، شجاعی سیوکی، حسن، حمیدیان‌پور، محسن، (1388). ارزیابی منابع آب زیرزمینی دشت درگز جهت استحصال آب شرب با استفاده از سیستم اطلاعاتی جغرافیایی، نخستین کنفرانس سراسری آب­های زیرزمینی، بهبهان، دانشگاه آزاد اسلامی واحد بهبهان.
دیندارلو، کاووس، علی‌پور، ولی، فرشیدفر، غلامرضا، (1385). کیفیت شیمیایی آب شرب بندرعباس، مجلة پزشکی هرمزگان، سال 10، شمارة 1، 57- 62.
شرکت آب منطقه‌ای یزد، (1395). آمار و اطلاعات منابع آب زیرزمینی دشت یزد- اردکان.
صاحب‌جلال، احسان، دهقانی، فرهاد، طباطبایی‌زاده، منیرالسادات، (1391). تغییرات زمانی و مکانی پارامترهای کیفی آب‌های زیرزمینی با استفاده از روش زمین‌آماری کریجینگ؛ مطالعة موردی: دشت بهادران مهریز، مجلة علوم و فنون کشاورزی و منابع طبیعی، علوم آب و خاک، سال 17، شمارة 65، 51- 61.
صادقی، آزاد، (1392). ارزیابی و پایش تخریب اراضی و تأثیر آن بر کیفیت و کمیت آب زیرزمینی حوضة آبخیز دریاچة زریبار، زهتابیان، غلامرضا، دانشکدة منابع طبیعی، گروه احیای مناطق خشک و کوهستانی، دانشگاه تهران.
فاریابی، محمد، (1399). ارزیابی عوامل مؤثر بر کیفیت شیمیایی و آلودگی نیتراتة منابع آب زیرزمینی؛ مطالعة موردی: آبخوان دشت زیدون، مجلة مهندسی آبیاری و آب ایران، شمارة 40، 188- 207.
کرم‌زادی، مسلم، (1397)، آب و توسعة پایدار در آسیای مرکزی، فصلنامة آسیای مرکزی و قفقاز، شمارة 102، 156- 184.
ملاعلی شیرازی، سارا، شمس‌نیا، سید امیر، افشین شریفان، رضا، (1393). تجزیه و تحلیل روند تغییرات کیفیت آب زیرزمینی دشت ارسنجان با استفاده از آزمون ناپارامتری من-کندال، سومین همایش کشاورزی و توسعة پایدار، فرصت‌ها و چالش‌های پیش رو، دانشکدة علوم کشاورزی، دانشگاه آزاد اسلامی شیراز.
معاونت امور فنی، دفتر امور فنی و تدوین معیارها، معاونت برنامه‌ریزی و نظارت راهبردی رئیس‌جمهور، وزارت نیرو، (1391). دستورالعمل پایش کیفیت آب‌های زیرزمینی، نشریة شمارة 620، تهران.
موسوی سردشتی، سید عبدالرضا، سلیمانی، کریم، شکریان، فاطمه، روشان، سید حسین، (1398). بررسی روند تغییرات مکانی و زمانی پارامترهای کیفیت منابع آب زیرزمینی با استفاده از روش‌های زمین‌آمار؛ مطالعة موردی: دشت لردگان، استان چهارمحال و بختیاری، نشریة علمی‌پژوهشی مهندسی آبیاری و آب ایران، سال 10، شمارة 39، 262- 276.
وثوقی، فرناز، دین‌پژوه، یعقوب، اعلمی، محمدتقی، (1390). تأثیر خشکسالی بر تراز آب زیرزمینی در دو دهة اخیر، مطالعة موردی: دشت اردبیل، نشریة دانش آب و خاک، جلد 21، شمارة 4، ص 165- 179.
ولایتی، سعدالله، (1381). تأثیر اضافه‌برداشت آب از چاه‌ها در شورشدن آبخوان دشت جنگل (تربت حیدریه)، نشریة تحقیقات جغرافیایی، شمارة 67، 91- 105.
Alley, W.M., (1993). Regional ground water quality. New York: Van Nostrland Reinhold
Akinlalu, A.A., and Adegbuyiro, A., and Adiat, K.A.N.‚ and Akeredolu, B.E.‚ and Lateef, W.Y., (2017). Application of multi-criteria decision analysis in prediction of groundwater resources potential: A case of Oke-Ana, Ilesa Area Southwestern, Nigeria, NRIAG. Journal of Astronomy and Geophysics, Vol 6 (1): 184-200.
Bihrat, O., Mehmetcik, B., )2003(. The Power of Statistical Tests for Trend Detection. Turkish Journal of Engineering and Environmental Sciensces, Vol 27: 247-251.
Carroll, S., Liu., A., Dawes., L., Hargreaves, M., Goonetilleke, A., (2013). Role of Land Use and Seasonal Factors in Water Quality Degradations.Water Resources Management, Vol 9: 3433- 3440.
Chang, H., (2008). Spatial analysis of water quality trends in the Han River basin case study: South Korea. Water Research, Vol 13: 3285 -3304.
Holz, G.K., (2009). Seasonal variation in groundwater levels and quality under intensively drained and grazed pastures in the Montagu catchment, NW Tasmania. Agricultural Water Management, Vol 96: 255-266.
Kendall, M.G., (1970). Rank Correlation Methods, 2nd Ed., NewYork: Hafner.
Ketata, M., (2010). ‘‘Hydrochemical and statistical study of groundwater in Gabes-South deep aquifer (South-eastern Tunisis)’’. Journal of Physics and Chemistry of the Earth. Vol 36 (5):187-196.
Kumar, K.S., Kumar, P.S., Babu, M.J.R., and Rao, C.H., )2010(. Assessment and mapping of ground water quality using geographical information systems, Journal of Engineering Science and Technology, Vol 2: 6035-6046.
Kumar, S., and Merwade, V., Kam, J., and Thurner, K., (2009). Stream flow trends in Indiana, Effects of long term persistence, precipitation and subsurface drains. Journal of Hydrology, Vol 374: 171-183.
Kura, N.U., Ramli, M.F., Ibrahim, S., Azmin Sulaiman, W., Zaharin Aris, A., Idris Tanko, A., and Zaudi, M.A., (2015). Assessment of groundwater vulnerability to anthropogenic pollution and seawater intrusion in a small tropical island using index-based methods. Journal of Environmental Science and Pollution Research, Vol 22: 1512–1533.
Mann, H.B., (1945). Nonparametric tests against trend. Journal of Econometrica, Vol 13: 245-259.
Minea, I., Boicu, D., Chelariu O., (2020). Detection of Groundwater Levels Trends Using Innovative Trend Analysis Method in Temperate Climatic Conditions. Water, 12: 1-13.
Nyende, J., van Tonder, G., Vermeulen, D., (2013). Application of Isotopes and Recharge Analysis in Investigating Surface Water and Groundwater in Fractured Aquifer under Influence of Climate Variability. Journal of Earth Science Climatology Change, Vol 4: 1- 14.
Pawar. S., Panaskard, B.V., Wagh, M., (2014). Characterization of groundwater using Water quality index of solapur industrial, (case study: Maharashta, INDIA). Journal of Reasearch in Engineering & Technology, Vol 2: 31-36.
Quevauviller, P., (2009). Groundwater monitoring. USA: Wiley-Blackwell.
Ribeiro, L., Kretschmer, N., Nascimento, J., Buxo, A., Rötting, T., Soto, G., Señoret, M., Oyarzún, J., Maturana H., and Oyarzún, R., (2015). Evaluating piezometric trends using the Mann-Kendall test on the alluvial aquifers of the Elqui River basin, Chile. Hydrological Sciences Journal, 60 (10): 1840-1852.
Sanches, F., (2001). ‘‘Mapping groundwater quality variables using PCA and geostatistics: a case study of Bajo Andarax, southeastern Spain. Hydrological Sciences’’. Journal of Sciences Hydrologiques, Vol 2: 227-242.
Sarukkalige, R., (2012). Geostatistical analysis of groundwater quality in Western Australia. Journal of Sciences and Technology, 2: 790-794.
Satish Kumar, K., Venkata Rathnam, E., (2019). Analysis and Prediction of Groundwater Level Trends Using Four Variations of Mann Kendall Tests and ARIMA Modelling. J Geol Soc India 94, 281–289.
Sen, P.K., (1966). Estimates of the regression coefficients based on Kendalls tau, Journal of Amer, 63: 1379-1389.
Theil, H., (1950). A rank invariant method of linear and Polynomial regression analysis. Netherlands Akad, Wetensch. Proc, Vol 53: 1379-1412.
Wahlin, K., Grimvall, A., (2009). Roadmap for assessing regional trends in groundwater quality, Springer Science+Business Media B. V.
Yue, S., Wnag, C.Y., (2002). Applicability of the pre-whiteninig to eliminatethe influence of serial correlation on the Mann- Kendall test. Water Resources Research.Vol 38: 1060-1068.
Zakwan, M., (2021). Trend Analysis of Groundwater Level Using Innovative Trend Analysis. Groundwater Resources Development and Planning in the Semi-Arid Region Publisher: Springer. PP. 389-405.
 
- Alley, W.M., (1993). Regional ground water quality. New York: Van Nostrland Reinhold
- Akinlalu, A.A., and Adegbuyiro, A., and Adiat, K.A.N.‚ and Akeredolu, B.E.‚ and Lateef, W.Y., (2017). Application of multi-criteria decision analysis in prediction of groundwater resources potential: A case of Oke-Ana, Ilesa Area Southwestern, Nigeria, NRIAG. Journal of Astronomy and Geophysics, Vol 6 (1): 184-200.
- Bihrat, O., Mehmetcik, B., )2003(. The Power of Statistical Tests for Trend Detection. Turkish Journal of Engineering and Environmental Sciensces, Vol 27: 247-251.
- Carroll, S., Liu., A., Dawes., L., Hargreaves, M., Goonetilleke, A., (2013). Role of Land Use and Seasonal Factors in Water Quality Degradations.Water Resources Management, Vol 9: 3433- 3440.
- Chang, H., (2008). Spatial analysis of water quality trends in the Han River basin case study: South Korea. Water Research, Vol 13: 3285 -3304.
- Holz, G.K., (2009). Seasonal variation in groundwater levels and quality under intensively drained and grazed pastures in the Montagu catchment, NW Tasmania. Agricultural Water Management, Vol 96: 255-266.
- Kendall, M.G., (1970). Rank Correlation Methods, 2nd Ed., NewYork: Hafner.
- Ketata, M., (2010). ‘‘Hydrochemical and statistical study of groundwater in Gabes-South deep aquifer (South-eastern Tunisis)’’. Journal of Physics and Chemistry of the Earth. Vol 36 (5):187-196.
- Kumar, K.S., Kumar, P.S., Babu, M.J.R., and Rao, C.H., )2010(. Assessment and mapping of ground water quality using geographical information systems, Journal of Engineering Science and Technology, Vol 2: 6035-6046.
- Kumar, S., and Merwade, V., Kam, J., and Thurner, K., (2009). Stream flow trends in Indiana, Effects of long term persistence, precipitation and subsurface drains. Journal of Hydrology, Vol 374: 171-183.
- Kura, N.U., Ramli, M.F., Ibrahim, S., Azmin Sulaiman, W., Zaharin Aris, A., Idris Tanko, A., and Zaudi, M.A., (2015). Assessment of groundwater vulnerability to anthropogenic pollution and seawater intrusion in a small tropical island using index-based methods. Journal of Environmental Science and Pollution Research, Vol 22: 1512–1533.
- Mann, H.B., (1945). Nonparametric tests against trend. Journal of Econometrica, Vol 13: 245-259.
- Minea, I., Boicu, D., Chelariu O., (2020). Detection of Groundwater Levels Trends Using Innovative Trend Analysis Method in Temperate Climatic Conditions. Water, 12: 1-13.
- Nyende, J., van Tonder, G., Vermeulen, D., (2013). Application of Isotopes and Recharge Analysis in Investigating Surface Water and Groundwater in Fractured Aquifer under Influence of Climate Variability. Journal of Earth Science Climatology Change, Vol 4: 1- 14.
- Pawar. S., Panaskard, B.V., Wagh, M., (2014). Characterization of groundwater using Water quality index of solapur industrial, (case study: Maharashta, INDIA). Journal of Reasearch in Engineering & Technology, Vol 2: 31-36.
- Quevauviller, P., (2009). Groundwater monitoring. USA: Wiley-Blackwell.
- Ribeiro, L., Kretschmer, N., Nascimento, J., Buxo, A., Rötting, T., Soto, G., Señoret, M., Oyarzún, J., Maturana H., and Oyarzún, R., (2015). Evaluating piezometric trends using the Mann-Kendall test on the alluvial aquifers of the Elqui River basin, Chile. Hydrological Sciences Journal, 60 (10): 1840-1852.
- Sanches, F., (2001). ‘‘Mapping groundwater quality variables using PCA and geostatistics: a case study of Bajo Andarax, southeastern Spain. Hydrological Sciences’’. Journal of Sciences Hydrologiques, Vol 2: 227-242.
- Sarukkalige, R., (2012). Geostatistical analysis of groundwater quality in Western Australia. Journal of Sciences and Technology, 2: 790-794.
- Satish Kumar, K., Venkata Rathnam, E., (2019). Analysis and Prediction of Groundwater Level Trends Using Four Variations of Mann Kendall Tests and ARIMA Modelling. J Geol Soc India 94, 281–289.
- Sen, P.K., (1966). Estimates of the regression coefficients based on Kendalls tau, Journal of Amer, 63: 1379-1389.
- Theil, H., (1950). A rank invariant method of linear and Polynomial regression analysis. Netherlands Akad, Wetensch. Proc, Vol 53: 1379-1412.
- Wahlin, K., Grimvall, A., (2009). Roadmap for assessing regional trends in groundwater quality, Springer Science+Business Media B. V.
- Yue, S., Wnag, C.Y., (2002). Applicability of the pre-whiteninig to eliminatethe influence of serial correlation on the Mann- Kendall test. Water Resources Research.Vol 38: 1060-1068.
- Zakwan, M., (2021). Trend Analysis of Groundwater Level Using Innovative Trend Analysis. Groundwater Resources Development and Planning in the Semi-Arid Region Publisher: Springer. PP. 389-405.

Files

History

  • Receive Date: 01 March 2021
  • Revise Date: 04 September 2021
  • Accept Date: 18 September 2021

Share

How to cite

Statistics