分时段相关及回归分析
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发布时间：2022-05-01 09:02
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时间：2022-06-27 04:04
在分析开采量与埋深关系时提到，1982年之前和1982年之后，地下水位埋深随开采量变化规律不一致；在1982年之后，由于地下水连年超采，地下水开采量波动变化，而埋深却一直下降。针对这一问题，在1953～2005年整时段判断降水量和地下水开采量对地下水位埋深的影响程度反映了平均趋势，并不能真实评价1982年以来三者之间的变化规律，所以本次研究分别对1953～1981年及1982～2005年两个时段进行回归分析。
5.4.2.1 1982年之前数据回归分析
地下水位埋深（h）和开采量（Q）之间呈正相关关系，相关系数为0.936，降水量（P）和地下水位埋深（h）之间为负相关关系，相关系数为-0.247。开采量和降水量及埋深之间的回归关系较好，复相关系数达到0.937，样本决定系数R2为0.878，模型的拟合程度好，通过D—W（0.965）和F检验。回归方程为y＝-0.567＋0.367x1＋0.001x2（R2＝0.878），如表5.6所示。
表5.6 1982年之前地下水位埋深与开采量及降水量回归系数表
*因变量：埋深。
表5.7为方差分析表，其中回归平方和为169.492、残差平方和为23.453以及总平方和为192.945。相伴概率值p＜0.001，说明自变量和因变量之间存在线性回归关系。
表5.7 1982年之前地下水位埋深与开采量及降水量回归方差分析表
①进入变量：（常数项），降水量，开采量；②因变量：埋深。
5.4.2.2 1982年之后数据回归分析
1982年之后开采量、降水量、地下水位埋深之间的回归分析结果如表5.8和表5.9所示，复相关关系数只有0.453，拟合效果较差。即地下水位埋深随降水量和开采量的变化关系不明显。
表5.8 模型综合分析表
*进入变量：（常数项），开采量，降水量。
表5.9 1982年之后地下水位埋深与开采量及降水量回归系数表
*因变量：埋深。
考虑到1982年之后连年超采，即使开采量有所减小，降水量略微增大，但地下水位埋深可能继续增大，即地下水承载力变小，地下水位埋深随累积超采量的变化而变化。因此，以开采量变化对地下水影响特征分析时确定的各时段地下水补给量作为地下水资源允许开采量（表5.2），计算1982年之后各年累积超采量，并对降水量、累积超采量及地下水位埋深之间作回归分析。
从1982年之后降水量（P）、累积超采量（Q′）及地下水位埋深（h）之间的回归分析结果（表5.10、表5.11、表5.12）可见，地下水累积超采量和埋深之间的相关系数达到0.975，降水量和地下水位埋深之间的相关关系不显著，相关系数只有0.055。降水量、累积超采量和地下水位埋深之间的回归关系较好，复相关系数达到0.976，样本决定系数为0.952，模型的拟合程度很好，通过D—W（值为0.563）和F检验。回归方程为h＝12.669＋0.001P＋0.088Q′，R2＝0.952。
表5.10 1982年之后地下水位埋深与累积超采量及降水量相关系数表
表5.11 1982年以来地下水位埋深与累积超采量及降水量回归系数表
*因变量：埋深。
表5.12 模型综合分析表
①进入变量：（常数项），累积超采量，降水量；②因变量：埋深。
通过对1953～2005年整个时段地下水开采量、降水量与地下水位埋深之间的回归分析，表明了三者之间的平均变化规律，即开采量对地下水位埋深的影响大于降水量对地下水位埋深的影响，模型拟合程度一般，复相关系数为0.708。通过对不同时段的回归分析表明，1982年之前降水量、地下水开采量与埋深之间的回归拟合程度很好，降水量和开采量是影响地下水位埋深的主导因素，并且开采量对地下水的影响程度大于降水量的影响程度，模型拟合复相关系数达到0.937。1982年之后降水量、地下水开采量与埋深之间的回归拟合程度较差，埋深并不随开采量的变化而明显变化，此结果与地下水开采量与埋深之间关系分析结果一致，即1982年之后开采量波动变化，但地下水位埋深却持续增大；考虑到累积超采的影响，对1982年之后的降水量、累积超采量、地下水位埋深之间进行回归分析，结果表明回归拟合程度很好，复相关系数为0.976，并且累积超采量对地下水位埋深的影响程度大于降水量对地下水位埋深的影响程度。
