2.1 연구 대상

남한강은 팔당호 유입량의 약 55%를 차지하며, 충주댐의 수문조작 운영에 따라 팔당호에 이르는 수량과 수질에 직접적인 영향을 미친다(Lee et al., 2007; ^{NIER, 2017}). 남한강하류 유역의 면적은 6,134 km²로 남한강 전체 유역면적(12,355 km²)에 약 49.7%를 차지한다(NIER, 2005; Park et al., 2011). 본 연구의 수질 모니터링 지점은 충주댐 하류부터 팔당댐 합류 상류 유역까지의 본류 3개소와 주요 유입 지류 6개소를 선정하였다(Fig. 1). 본류와 유입 지류의 모니터링 지점은 한강수계 수질오염총량관리제도(Total Pollutant Load Management System, TPLMS)에 근거한 총량 측정망 지점과 동일하며 오염원에 의한 영향과 수질 변화의 경향을 파악할 수 있는 지점이다(^{NIER, 2019}). 본류의 지점은 충주댐 하류에 위치한 충주시의 충원교(SH-1), 원주시의 남한강대교(SH-2), 이포보 상류에 위치한 여주시의 이포대교(SH-3) 등이며, 본류의 구간은 SH-1부터 SH-3까지 약 85 km이다. 본류에 유입되는 주요 지류는 국가하천인 달천(DL), 섬강(SM), 청미천(CM), 복하천(BH)과 지방 2급 하천인 양화천(YH), 흑천(HK) 등을 선정하였다. 유입 지류의 수질 모니터링 지점은 본류에 합류되기 직전 각 하천의 말단 지점으로 본류에 미치는 영향을 최대한 고려하였다.

Fig. 1. Location map of water quality monitoring sites in the lower reaches of the Namhan River.

2.2 연구 기간 및 자료 수집

남한강하류 유역의 이화학적 수질 특성 및 중점 관리 우심 지류를 파악하기 위하여 수질 모니터링 지점에서 2017년 1월부터 2019년 12월까지 총 3년간 평균 8일 간격으로 수질 시료를 채취하였다. 시료의 채취 방법, 시료의 보존은 환경부 수질오염공정시험기준에 의거하여 준수하였다(^{ME, 2017~2019}). 수질항목은 총 10개 항목으로 현장 항목인 수온(Water Temperature, WT), 수소이온농도(pH), 전기전도도(Electrical Conductivity, EC), 용존산소(Dissolved Oxygen, DO) 등은 다항목 수질측정기(YSI 660 XML, SonTek, USA)를 이용하여 수질 모니터링 지점에서 측정하였다. 그리고 생물화학적 산소요구량(Biochemical Oxygen Demand, BOD), 화학적 산소요구량(Chemical Oxygen Demand, COD), 총유기탄소(Total Organic Carbon, TOC), 총질소(Total Nitrogen, T-N), 총인(Total Phosphorous, T-P), 부유물질(Suspended Solid, SS) 등의 수질자료는 환경부 물환경정보시스템(^{ME, 2020})에서 제공받아 본 연구에 활용하였다. 본 연구에서 사용한 모니터링 자료와 물환경정보시스템에서 제공받은 자료는 동일 날짜⋅시간에 측정한 자료이다.

2.3 상관분석 및 다변량 통계분석

자료의 통계분석을 위해 통계분석용 프로그램인 SPSS (Statistical Package the Social Science, ver. 22) 통계 패키지를 활용하였다. 본 연구에서는 상관분석(Correlation Analysis)과 다변량 통계분석(Multivariate Statistical Analysis) 기법인 군집분석(Cluster Analysis, CA)과 요인분석(Factor Analysis, FA)을 이용하여 남한강하류 유역의 수질 변동 특성을 파악하였다. 통계분석에 이용한 분석자료는 9개 지점의 3년간 월평균 자료로 개체수가 324이다. 변수는 수질 항목 10개(WT, pH, EC, DO, BOD, COD, SS, T-N, T-P and TOC)로 전체 자료의 행렬은 324×10⋅1 set 이다.

통계분석에 입력된 수질 자료는 조사 시간 및 조사 지점의 한계 등으로 정규분포를 따르지 않는다고 판단하여 평균(Mean)은 0이고, 표준편차(Standard Deviation)는 1인 무차원 데이터(Z-score) 또는 표준점수(standard score)로 변경해 주는 정규화(normalization)를 진행하였다^{(Lattin et al., 2003}). 일반적으로 하천의 수질농도는 정규분포를 따르지 않기 때문에 원 자료를 정규화 진행한 Z-score를 이용하여 상관분석을 수행하였다. 상관분석 결과의 도표는 R 프로그램(RStudio)을 이용하여 피어슨 상관계수(Pearson’s correlation coefficient)를 제시하였다. CA은 데이터의 유사성을 바탕으로 시⋅공간적으로 거리(distance)에 의해 유사성에 근거한 계층적 방법(hierarchical method)을 이용하였다. 거리의 산출 방법은 유클리드 제곱 거리(squared euclidean distance)를 이용하였으며 각 군집 간의 거리 산출은 Ward’s method을 이용하였다. FA은 모형의 적합성을 검증하기 위하여 표본 적합도 검증(Kaiser-Meyer-Olkin test, KMO test)과 단위행렬 검증(Bartlett’s test of sphericity)을 수행하였으며, 요인 추출 모델은 요인의 수를 최소화하면서 정보의 손실을 최소화할 때 주로 이용하는 주성분분석(Principle Component Analysis, PCA)을 이용하였다(^{Cho et al., 2017}; ^{Ji et al., 2020}). 요인의 수를 결정하는 방식은 고유 값(eigenvalue)을 기준으로 1.0 이상 되는 요인(factor)을 결정하였으며 요인의 회전(factor rotation)은 직각 회전 방식인 배리맥스 회전(Varimax rotation)을 이용하였다.

2.4 수질지수 산정

현재 환경부의 실시간 수질정보시스템(http://www.koreawqi. go.kr)에서는 실시간 수질자료와 실시간 수질지수(Real Time Water Quality Index, RTWQI)를 산정하여 실시간 국민들에게 수질정보를 제공하고 있다. RTWQI는 캐나다의 CCME WQI를 모델로 하여 개발되었으며, 국내 하천의 수질에 맞추어 수질항목별 수질 범위 기준을 Table 1에 나타내었다(^{NIER, 2013}). 환경부의 RTWQI는 WT, pH, EC, DO, TOC, T-N, T-P, 탁도 등 총 8개 항목을 종합하여 WQI를 산정한다. 본 연구는 남한강하류 유역의 입자성 물질의 영향을 파악하기 위해 탁도 항목 대신 SS 항목을 대체하여 전체 지표에 큰 영향을 미치지 않는 범위인 생활환경기준 “약간 좋음”(Ⅱ) 등급으로 기준하였다(^{Yu et al., 2020}). Park et al. (2011)의 연구에서는 남한강 충주댐 하류의 수질은 SS의 변화와 밀접한 관계를 가지는 것으로 보고하였다. Lumb et al. (2011)은 WQI 산정에 사용되는 매개변수를 제한하는 것은 어려우며 다양한 WQI 산정 방법의 주요 차이는 통계적 방법론과 매개변수 값의 해석을 기반으로 차이가 나타난다고 보고하였다.

Table 1. A list of water quality parameters and accepted ranges to calculate real-time water quality index (RTWQI)

RTWQI는 F₁ (범위, Scope), F₂ (빈도, Frequency), F₃ (규모, Amplitude) 등의 3개 인자가 있으며, 각 인자는 0에서 100 사이의 범위에 있다(^{CCME, 2001}; ^{Lumb et al., 2006}; ^{NIER, 2014}; ^{Yu, 2019}). 여기서, F₁ (Scope)은 기준치를 위반하는 수질항목의 개수를 전체 측정되고 있는 수질자료 개수로 나누어 산정한 분율로 식(1)과 같다.

F₂ (Frequency)는 수질항목별로 측정주기 동안 기준치를 위반한 항목들의 총 횟수를 총 측정 횟수로 나누어 산정한 분율로 식(2)과 같다.

F₃ (Amplitude)은 각 수질지표별로 기준치를 위반한 정도를 나타내며 인자의 합으로 3단계에 거쳐 계산된다. 1단계는 측정된 분석값이 각 수질항목의 기준 값의 해당 범위를 초과하는 경우는 식(3)을 적용하고, 해당 범위 미만인 경우는 식(4)을 적용한다.

2단계는 해당 범위를 벗어난 정도의 수치들을 합하여 측정값의 전체 횟수로 나누어 위반 정도에 대한 식(5)에 따라 평균값을 산출한다.

여기서, nse (normalized sum of excursions)는 개별 수질 변수들의 해당 범위를 벗어난 정도의 수치들을 합하여 측정값의 전체 횟수로 나눈 평균값이다. 여기서 excursion은 개별 수질 항목들이 수질 기준 값을 초과하거나 미만일 경우 계산되는 지수이다.

3단계는 2단계에서 구해진 nse를 이용하여 식(6)과 같이 F₃을 산출한다.

앞에서 산출된 F₁, F₂, F₃에 따라 RTWQI는 최종 산정 식(7)에 적용하여 WQI를 산출한다.

RTWQI의 점수에 따른 등급을 우수(Excellent), 양호(Good), 보통(Fair), 주의(Marginal), 불량(Poor) 등 총 5개의 등급으로 구분하여 Table 2에 나타내었다(CCME, 2001).

2.5 비모수 통계 경향 분석

자연 수계에서 관측된 수질자료는 계절에 따라 자료의 변화가 심하고 자료의 정규분포가 나타나지 않으며 결측 값이 많이 발생하기 때문에 비모수(Non-parametric) 통계분석을 사용한다(^{Hirsch and Slack, 1984}; ^{Lettenmaier, 1988}). 본 연구에서는 비모수 통계분석 기법 중 맨-켄달 검정(Mann-Kendall test)을 이용하여 수질과 WQI의 경향을 분석하였다. Mann- Kendall test는 각 관측 값 간의 비교를 통하여 단조증가(1), 단조감소(-1), 상등(0)으로 표현하는 상관계수를 이용한다. 즉 어떤 ()에서의 관측 값을 xi 라고 할 때 관측 값 xi는 n개의 xj-xi (j＞i) 차분쌍시점 (difference pair)을 만들며, 이차분의 부호를 계산하면 식(8)과 같이 표현할 수 있다.

또한 Mann-Kendall test의 통계량은 식(9) 같이 계산된다.

^{Mann (1945)}와 ^{Kendall (1975)}은 n≥8일 때 통계량()은 보통 평균()과 분산()과 함께 아래 식 (10)~(11)과 같이 나타내었다.

또한 n>10인 경우에는 정규분포를 가정하고, 표준정규분포를 위한 표준화 변수(Z)를 아래 식(12)와 같이 정의한다(^{Gilbert, 1987}).

본 연구에서는 Mann-Kendall test 분석 시 유의수준(α)을 5% 기준으로 Z-value 값을 산정하였다. p-value (α) 값이 0.05 이상인 경우 경향성이 없는 귀무가설을 수용하고, p-value (α) 값이 0.05 미만인 경우 귀무가설을 기각하고 경향성이 있는 대립가설을 수용하였다. 또한 경향성이 있는 자료의 Z-value 값이 양(+)의 값인 경우는 증가 추세를 의미하며 음(-)의 값인 경우는 감소 추세를 의미한다.

3.1 남한강하류 유역의 이화학적 수질 특성

남한강하류 유역의 이화학적 수질 특성을 분석하기 위해 연구 기간(2017~2019년) 동안 수집한 수질 모니터링 자료의 기초통계자료(평균 및 표준편차)를 Table 3에 나타내었다. 남한강하류 유역의 WT은 전형적인 계절적 특성이 반영되어 나타났으며 본류의 지점은 평균 1.0~29.3℃ 범위로 조사되었다. SH-1은 충주댐 방류수의 영향으로 평균 13.4℃로 가장 낮게 나타났으며, BH은 평균 20.2℃로 가장 높게 나타났다. pH는 본류의 지점과 주요 지류 간의 평균 7.8~8.3 범위의 약염기성으로 차이가 뚜렷하게 나타나지 않았다. 본류의 pH는 SH-1(평균 7.8)에서 SH-3(평균 8.2) 하류 방향으로 갈수록 높게 나타났다. 이러한 현상에 대해, ^{Lee et al. (2007)}의 연구에서는 남한강 하류 구간의 상류에서 하류 방향으로 조류의 발생도가 커지면서 광합성에 의한 CO₂ 소비가 증가하는 것으로 해석하였다. EC는 본류 지점에서 145-406 µS/cm 범위로 조사되었으며, SH-3에서 평균 277 µS/cm로 높게 나타났다. 유입 지류의 EC는 HK에서 평균 169 µS/cm로 가장 낮았고 BH에서 평균 904 µS/cm로 가장 높게 나타났다. 이는 BH으로 유입되는 공공하수처리시설 방류수가 매우 높은 EC를 나타내고 있기 때문에 BH 수질에 큰 영향을 미치고 있는 것으로 판단된다^{(Nam et al., 2017}; ^{NIER, 2005}). DO는 WT에 의한 DO 포화도의 영향으로 전반적으로 WT과 반비례 경향을 나타냈다. 본류 지점의 DO는 4.5~15.9 mg/L의 범위로 조사되었으며 SH-1(평균 9.7 mg/L)에서 SH-3(평균 11.5 mg/L)으로 갈수록 높게 나타났다. ^{Rim et al. (2000)}은 본류의 DO 변동은 상류에서 하류로 갈수록 큰 폭으로 증가하는 것은 수중에서 식물플랑크톤(Chl-a)의 활발한 광합성의 영향으로 보고하였다.

그리고 본류와 주요 지류 지점에 대하여 환경부의 하천 생활환경기준(BOD, T-P)을 적용하여 “매우 좋음”(Ia), “좋음”(Ib), “약간 좋음”(Ⅱ), “보통”(Ⅲ), “약간 나쁨”(Ⅳ), “나쁨”(Ⅴ), “매우 나쁨”(Ⅵ) 등 7개의 등급으로 구분하여 Fig. 2에 나타내었다. 유기물질 지표인 BOD, COD, TOC는 본류의 SH-1에서 SH-3으로 갈수록 높게 나타났으나 전반적으로 BOD 생활환경기준 “좋음”(Ib)~ “매우 좋음”(Ia) 등급을 유지하고 있었다. 유입 지류에서는 HK을 제외한 DL, SM, CM, YH, BH에서 본류의 유기물질 지표 농도 보다 높게 나타나 본류 수질에 미치는 영향이 클 것으로 판단된다. 특히 BH과 CM은 각각 평균 BOD 4.1 mg/L, 평균 BOD 3.1 mg/L로 BOD 생활환경기준 “보통”(Ⅲ) 등급을 나타냈다. Nam et al. (2017)의 연구에서는 복하천의 수질은 계절적인 영향 보다 공공하수처리시설 방류수의 영향을 크게 받아 유기물질 농도가 높은 것으로 보고하였다. 유기물질의 분해 특성을 파악하기 위한 BOD/COD 비 또한 BH에서 평균 0.57로 높게 나타났다. 이러한 이유는 생물학적으로 분해되는 유기물질이 상대적으로 높음을 알 수 있으며 BH으로 생활하수가 유입되는 것으로 판단된다. 반면에 유기물질의 농도가 낮았던 본류의 SH-1과 SH-2의 BOD/COD 비는 각각 평균 0.16, 0.26으로 비교적 낮게 나타나 난분해성 유기물질 함량이 높은 것으로 판단된다. SS는 본류의 지점에서 0.4~260.0 mg/L의 범위로 조사되었으며 SH-1(평균 2.1 mg/L)에서 SH-3(평균 9.9 mg/L)으로 갈수록 높게 나타났다. 지류에서는 YH이 평균 SS 29.4 mg/L로 HK(평균 SS 4.8 mg/L)에 비해 약 6.1배 높게 나타났다. 이는 농경지 비율이 47.2%로 전형적인 농촌 유역의 특성을 나타낸 YH은 산림형 및 주거형 하천에 비해 통계학적으로(p<0.001) 높기 때문으로 판단된다(^{Kim and Lee, 2011}; ^{Lee et al., 2012}; ^{Lee et al., 2018}).

Fig. 2. Spatial distribution of BOD and T-P at main channels and major tributaries in the lower reaches of the Namhan River according to living environment standard of the river.

영양염류 지표인 T-N, T-P 또한 본류의 SH-1에서 SH-3으로 갈수록 높게 나타났다. 본류 지점의 T-N은 1.752~6.138 mg/L 범위로 조사되었다. 유입 지류의 T-N은 HK에서 평균 2.683 mg/L로 가장 낮게 나타났으며 BH은 평균 8.902 mg/L로 가장 높게 나타났다. BH에서 T-N 농도가 높은 이유는 BH으로 유입되는 죽당천의 영향과 공공하수처리시설 방류수 및 돼지 사육두수 밀도가 다른 유역보다 높아 BH에 미치는 영향이 매우 큰 것으로 판단된다(Nam et al., 2017). T-P는 본류의 SH-1, SH-2에서 생활환경기준 “좋음”(Ib) 등급, SH-3은 “약간 좋음”(Ⅱ) 등급을 나타냈으며, 지류인 YH과 BH은 각각 평균 0.206 mg/L, 평균 0.201 mg/L로 높게 나타나 생활환경기준 “약간 나쁨”(Ⅳ) 등급을 나타냈다. YH과 BH은 전형적인 농촌 유역 특성을 나타내고 있어 강우 시 비점오염원 유입에 의한 영향으로 T-P 농도가 높게 나타난 것으로 판단된다. 식물플랑크톤의 영양염류 중 제한인자를 파악할 수 있는 T-N/T-P 비는 본류의 SH-1에서 평균 109.3으로 가장 높게 나타났으며 CM, YH를 제외한 SH-1, SM, HK, SH-2, DL, SH-3, BH에서 평균 30.0 이상으로 높아 T-N 보다 T-P가 식물플랑크톤 발생에 있어서 제한 영향염인 것으로 조사되었다(^{Park et al., 2008}).

3.2 통계분석을 이용한 수질 특성

수질 인자를 이용하여 공간적 요인에 따른 수질 특성을 분석하기 위해 CA을 수행한 결과 통계적으로 유의한 3개의 군집(Cluster)으로 분류되었다(Fig. 3). Cluster 1에는 본류의 SH-1, SH-2과 지류인 DL, HK으로 산림이 많고 인구밀도가 낮은 전형적인 청정 유역의 특성을 나타냈으며, Cluster 2에는 본류의 SH-3과 지류인 CM, YH, SM으로 농경지 점유율이 높은 농촌 유역의 특성을 나타냈다. Cluster 3에는 BH이 독립적으로 분류되었으며 공공하수처리시설의 방류수가 하천 수질에 영향을 미치는 유역으로 평가되었다. ^{Singh et al. (2004)}의 연구에 따르면 군집분석은 대상 지점의 수질 특성에 따라 그룹이 분류되며, ^{Shrestha and Kazama (2007)}의 연구에서는 대상 하천의 토지이용, 하수처리장의 영향에 따른 수질을 반영하여 그룹이 분류된다고 보고하였다.

Fig. 3. Dendrogram showing hierarchical clustering of monitoring sites according to Ward’s method.

남한강하류 유역의 수질 인자 간의 상관관계를 파악하기 위해 10개 수질항목에 대한 상관분석을 실시하여 Fig. 4에 나타내었다. 상관분석 결과 WT과 DO 사이에는 통계적으로 유의한 수준의 높은 음(-)의 상관성(r=-0.609, p<0.01)이 있었다. 이는 온도가 높을수록 산소의 용해도가 낮아지는 계절적 특성에 의한 원인으로 해석할 수 있다. 유기물질 지표인 COD는 TOC와 통계적으로 유의한 수준의 매우 높은 양(+)의 상관성(r=0.918, p<0.01)이 있었다. 또한 COD와 T-P는 통계적으로 유의한 수준의 높은 양(+)의 상관성(r=0.700, p<0.01)이 있어 남한강하류 유역의 수질은 유기물질 지표와 영양염류 지표 간의 상관성이 높은 것으로 해석할 수 있다. SS는 T-P(r=0.839, p<0.01)와 COD (r=0.503, p<0.01) 사이에서 통계적으로 유의한 수준의 높은 양(+)의 상관성이 있는 것으로 나타났으나, T-N(r=0.051, p>0.05) 사이에는 통계적으로 유의한 수준의 상관성이 있지 않았다. ^{Jeon et al. (2001)}의 연구에 의하면 여름철 강우 시 수질오염물질 사이의 상관분석 결과 SS는 COD, T-P 사이의 상관관계가 높으며 T-N은 다른 수질오염물질과 상관관계가 낮은 것으로 보고하였다.

Fig. 4. Pearson’s correlation coefficient among the water quality parameters.

수질 변동 특성에 기여하는 주요 요인을 파악하기 위하여 상관관계가 있는 10개의 수질 인자를 사용하여 PCA 결과 4개의 주성분으로 전체 수질의 88.8%를 설명할 수 있었다(Table 4; Fig. 5). ^{Kim et al. (2007)}은 요인의 수를 결정함에 있어 고유 값 누적율(Cumulative %)은 60~80% 이상 되어야 요인을 설명하기에 충분하다고 보고하였다. 요인분석 자료의 적합성을 평가하기 위한 KMO test 결과 값은 0.5 이상을 나타냈으며 단위행렬 검증인 Bartlett ‘s test 결과 유의 확률 p<0.05 으로 수질 인자들의 상관 행렬이 확인되어 요인분석 모형은 적합하였다(^{Yoon et al., 2019}). PCA 결과 PC1은 SS, T-P, COD, TOC로 양(+)의 부하량(Factor loading) 나타내었으며 고유치는 3.196으로 전체 수질에 32.0%를 기여한다. 따라서 제1요인은 여름철 강우에 의해 외부에서 유입되는 유기물질과 T-P의 증가를 의미한다. PC2은 EC, T-N, BOD로 양(+)의 부하량을 나타내었으며 고유치는 2.488로 전체 수질에 24.9%를 기여한다. 제2요인은 공공하수처리시설 방류수에 의한 영양염류와 유기물질의 요인으로 설명할 수 있다. PC3은 WT은 양(+)의 부하량을 나타내었으나 DO는 음(-)의 부하량을 나타내어 제3요인은 전형적인 계절적 요인으로 설명할 수 있다. PC4은 pH로 양(+)의 부하량을 나타내어 제4요인은 하천 내 물질대사 요인으로 설명할 수 있었다. 제1요인과 제2요인을 종합하면 여름철 강우에 의해 유기물질과 영양염류가 남한강하류 유역의 전체 수질 변동 특성에 56.9%를 설명할 수 있는 주요 요인으로 판단된다.

Fig. 5. The component plot in the rotated space based on PCA.

3.3 수질지수 산정 평가

최근 3년간(2017~2019)의 수질 모니터링 자료를 바탕으로 WQI를 산정하여 Table 5에 제시하였다. WQI 산정 결과 “오염물질이 거의 없는 청정 수질의 상태로 항시 친수활동에 적합함”에 해당하는 “우수”(Excellent) 등급에는 HK(평균 WQI 88.7점), SH-1(평균 WQI 88.4점), SH-2(평균 WQI 87.2점), DL(평균 WQI 81.6점) 순으로 나타났다. 또한 “비교적 양호한 수질을 유지하고 있어 친수활동에 적합함”에 해당하는 “양호”(Good) 등급에는 SH-3(평균 WQI 78.5점), SM(평균 WQI 73.2점), CM(평균 WQI 60.4점), YH(평균 WQI 60.2점) 순으로 나타났다. 하지만 BH(평균 WQI 49.9점)은 “대체로 양호한 수질이나 때때로 오염물질이 유입되어 친수활동에 영향을 미칠 수 있음”에 해당하는 “보통”(Fair) 등급으로 나타났다. BH의 WQI가 가장 낮은 이유는 BOD 생활환경기준 “보통”(Fair) 등급, T-P 생활환경기준 “약간 나쁨”(Somewhat poor) 등급에 해당하는 하천 수질이 WQI 산정에 반영됐기 때문으로 판단된다.

본류 지점의 WQI는 SH-1에서 SH-3으로 갈수록 WQI 점수가 낮아지는 것으로 나타나 오염도가 증가하는 것으로 판단하였다. 이는 SH-2~SH-3 구간으로 상대적으로 오염도가 높은 지류(BH, YH, CM)가 유입 되는 것을 확인할 수 있었다(Fig. 6). 본류의 SH-1과 SH-2의 WQI 등급은 각각 평균 88.4점, 평균 87.2점으로 “우수”(Excellent) 등급에 해당되었다. SH-3은 SH-1보다 평균 WQI 9.9점 작은 평균 WQI 78.5점으로 “양호”(Good) 등급에 해당되어 비교적 양호한 수질 상태를 유지하고 있었다. SH-2~SH-3 구간으로 유입되는 YH과 CM은 각각 평균 WQI 60.2점, 평균 WQI 60.4점으로 “양호”(Good) 등급에 해당하였다. 하지만 BH은 남한강하류 유역에서 WQI 점수가 가장 작은 평균 WQI 49.9점으로 “보통”(Fair) 등급에 해당되었다.

Fig. 6. WQI distribution map of the study area.

남한강하류 유역의 계절별 수질 특성을 분석하기 위하여 월평균 WQI를 이용한 Heat map 결과를 Fig. 7에 나타내었다. 본 연구에서는 계절을 봄(3월~5월), 여름(6월~8월), 가을(9월~11월), 겨울(12월~2월)로 구분하였다. Heat map 분석 결과 남한강하류 유역의 수질이 가장 양호한 계절은 가을에 해당하는 11월(평균 WQI 81.4점)로 “우수”(Excellent) 등급에 해당되었다. 반면에 기온이 높은 8월은 평균 WQI가 66.7점으로 “양호”(Good) 등급에 해당되었으나 다른 계절에 비하여 평균 WQI 점수가 가장 낮았다. 이는 기온이 상승하는 여름철에 수질오염이 이루어질 수 있어 수질에 미치는 영향이 클 것으로 판단된다. 본류의 SH-1과 SH-2은 계절에 관계없이 “우수”(Excellent) 등급이 91.7% “양호”(Good) 등급이 8.3%로 나타났으며, SH-3은 “우수”(Excellent) 등급이 41.7% “양호”(Good) 등급은 50.0%, “보통”(Fair) 등급은 8.3%로 나타나 계절의 따라 수질의 변동성이 크게 나타났다. 본류의 SH-2~ SH-3에 유입되는 지류인 CM, YH, BH은 4월부터

Fig. 7. Heat map analysis of monthly WQI for main channels and major tributaries in the lower reaches of the Namhan River.

9월까지 대부분 WQI 등급이 “보통”(Fair)으로 나타내었다. 특히 YH, BH은 7월과 8월에 “빈번한 오염물질의 유입으로 수질이 오염되어 친수활동에 주의가 필요함”에 해당하는 “주의”(Marginal) 등급에 해당되어 여름에 하천 수질의 오염도가 가장 높은 것으로 평가되었다.

3.4 수질 및 WQI의 경향 분석

남한강하류 유역의 수질 모니터링 지점에서 2017년부터 2019년까지 3년 동안의 수질 변동 추세를 정량적으로 분석하기 위해 Mann-Kendall test를 이용한 경향 분석 결과를 Table 6에 나타내었다. 본류와 주요 유입 지류의 10개 수질항목에서 통계적으로 유의수준(p-value)이 0.05 이하로 나타났다. 이는 각 수질항목의 경향성은 지점별 토지이용 특성에 따라 각각 다르게 나타났다고 판단된다. 하수, 공장폐수로 영향을 받으며 수질의 변화를 감지하는 pH는 SH-1, SH-2, DL, CM, BH에서 유의수준(p-value)이 0.05 이하로 통계적으로 유의한 경향성이 있는 것으로 나타났으며 Z-value (Z)는 각각 2.99, 2.23, 2.69, 3.23, 2.16으로 나타나 증가 경향을 보였다. 본류의 SH-1은 pH (p<0.05, Z=2.99)와 BOD (p<0.05, Z=1.99)가 증가 경향을 보였다. 이는 평균 BOD 농도 범위가 0.2~1.8 mg/L로 다른 지점에 비해 농도가 낮고 표준편차도 0.2로 낮으며, WQI 등급 또한 대부분 “우수”에 해당하기 때문에 수질오염과는 관련성이 낮은 것으로 판단하였다. 또한 지류인 BH에서 pH (p<0.05, Z=2.16)와 T-P (p<0.05, Z=4.48)가 증가 경향을 보였는데 이는 앞서 지점별 영양염류 지표(T-N, T-P) 특성에서 나타났던 바와 같이 공공하수처리시설의 방류수 및 생활하수의 영향으로 T-P 농도가 증가하고 있는 것으로 판단된다. 또한 BH에서 pH와 T-P가 증가하는 추세가 지속된다면 BH이 유입되는 본류 SH-3까지 조류(Cyclotella) 증식 및 녹조 피해가 발생할 가능성이 높아질 것으로 판단된다(Lee et al., 2018).

WQI의 변동 추세는 본류의 SH-2과 유입 지류인 SM에서 유의수준(p-value)이 0.05 이하로 나타나 경향성이 있는 것으로 판단하였으며, Z-value가 각각 3.61, 3.34로 증가 경향을 보였다(Fig. 8). 본류의 SH-2은 평균 WQI 88.4점으로 “우수”(Excellent) 등급에 해당될 정도로 높은 수준으로서 연구 기간(2017~2019) 중 높은 등급의 수질을 유지하면서 WQI (p<0.05, Z=3.61)가 증가하는 추세이고 하천 수질의 오염도가 매우 낮아 수질이 매우 좋다고 평가할 수 있다. 유입 지류인 SM은 평균 WQI가 73.2점으로 “양호”(Good) 등급으로 현재 수질이 양호하다고 볼 수 있으나 WQI (p<0.05, Z=3.34)가 증가하는 추세이고, 월평균 WQI가 계절별로 변동하고 있기 때문에 계절적인 수질 영향을 유의해야 할 것으로 보인다. 본류의 SH-1, SH-3과 지류인 DL, CM, YH, BH, HK은 뚜렷한 WQI의 경향성을 보이지 않았다(p>0.05). 이는 평균 WQI와 월평균 WQI에서 파악한 것과 같이 각 WQI에 따라 계절적 영향 또는 토지이용 특성에 따른 수질오염에 대한 관리가 필요한 것으로 판단하였다.

Fig. 8. The Mann-Kendall trend test for WQI.