Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL 109                                       Tolylfluanid 110                                     Topramezone 111                                        Tribenuron 112                                        Trichlorfon 113                                         Triclopyr 114                                         Trifluralin 115                                        Vinclozolin 116                                      Chlorthalonil 117                           Chlorthalonil-Sulfonsäure R 417888 118                          Dimethachlor-Metabolit CGA 369873 119                             Dimethachlorsäure CGA 50266 120                         Dimethachlor-Sulfonsäure CGA 354742 121                             Dimethenamidsulfonsäure M27 122                               Flufenacetsulfonsäure M2 123                                      Metalaxyl-M 124                        Metalaxylsäure CGA 62826 / NOA 409045 125                       Metalaxylsäure-1-carbonsäure CGA 108906 126                       Metazachlorsäure-1-carbonsäure BH 479-12 127                          S-Metolachlor-Metabolit CGA 357704 128                          S-Metolachlor-Metabolit CGA 368208 129                          S-Metolachlor-Metabolit NOA 413173

Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL Anlage 3 Trendanalyse Ermittlung signifikanter und anhaltend steigender Schadstofftrends nach § 10 und Anlage 6 der Grundwasserverordnung November 2010

Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL Ermittlung signifikanter und anhaltender steigender Trends sowie Festlegung von Ausgangspunkten für die Trendumkehr Nach § 10 und Anlage 6 der Grundwasserverordnung (GrwV) sind Trendbetrachtungen durchzuführen. Die Vorgaben der GrwV werden mit der nachfolgend beschriebenen Vorge- hensweise umgesetzt. Beschreibung der Vorgehensweise Umfang der Trendbetrachtung Eine Trendbetrachtung wird in allen als „gefährdet“ eingestuften Grundwasserkörpern an je- der gemeldeten Messstelle und nur für die Parameter durchgeführt, die zur Einstufung des Grundwasserkörpers in „gefährdet“ geführt haben. Darüber hinaus wird empfohlen, eine Trendbetrachtung bei allen Messstellen, bei denen der jeweils verfügbare aktuellste jährliche arithmetische Mittelwert 75 % eines Schwellenwertes überschreitet, auch in den als nicht gefährdet eingestuften Grundwasserkörpern vorzuneh- men. Zeiträume der Trendbetrachtung Für den ersten Bewirtschaftungszeitraum erfolgt eine Trendbetrachtung bis 2007 bzw. 2008. Dafür werden die Messwerte (soweit vorhanden) ab dem Jahr 2000 (Inkrafttreten der WRRL) herangezogen. Der zweite Bewirtschaftungszeitraum erfasst die Jahre 2008 bis 2013. Bei Bedarf, zum Beispiel zur Plausibilisierung, können auch frühere Daten hinzugezogen wer- den. Die Trendbetrachtung erfolgt jeweils über einen 6-Jahres-Zeitraum, was nach WRRL dem Zeitintervall eines Bewirtschaftungsplans entspricht. Entscheidend für die Bewertung ist das jeweils aktuelle 6-Jahres-Intervall.

Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL Ermittlung eines statistisch signifikanten Trends Nach GrwV (Anlage 6, Nr. 1.1.1) kann die Trendanalyse mit Hilfe einer Regressionsanalyse nach dem Gauß’schen Prinzip durchgeführt werden. Im Sinne der GrwV wird dabei der Zu- sammenhang zwischen einer abhängigen Variablen (Stoffkonzentration an einer GW- Messstelle zum Zeitpunkt t) und einer unabhängigen Variablen (Zeitindex, z. B. Jahr) unter- sucht. Bei der Trendanalyse nach GrwV wird eine im Rahmen des Monitoring erfasste Stichprobe untersucht, die als Teil einer unbekannten Grundgesamtheit anzusehen ist. Die lineare Regressionsanalyse unterstellt, dass zwischen Regressand und Regressor eine lineare Beziehung steht. Linearität bedeutet, dass sich Regressand und Regressor nur in konstanten Relationen verändern: ∆y ----- = const ∆x Die Schätzung der Regressionsfunktion erfolgt in mehreren Schritten: Formulierung des Modells Die Fragestellung im Sinne der GrwV lautet „Schätzung der Entwicklung (Änderung) der Stoffkonzentration (gemessen an einer GW-Mst.) in Abhängigkeit von der Zeit“. Dabei wird unterstellt, dass die Beziehung zwischen der Stoffkonzentration (abhängige Variable, y) und der Zeit (unabhängige Variable, x) linear ist. Die Regressionsfunktion lautet damit y = a0 + a1 * x mit y  = Regressand (abhängige Variable, Stoffkonzentration) a0 = Konstante a1  = Regressionskoeffizient x  = Regressor (unabhängige Variable, Zeit) Prüfung auf Linearität Wenn der Punkteschwarm bei Eintrag in ein Koordinatensystem die Linearität oder Nichtli- nearität deutlich zum Ausdruck bringt, kann auf einen Linearitätstest verzichtet werden. Bei Beschränkung auf ein Überwachungsintervall von 6 Jahren ist der Zusammenhang in der Regel mit einer linearen Regressionsfunktion zu beschreiben. Schätzung der Regressionsfunktion Gesucht ist die genaue Lage der linearen Funktion im Koordinatensystem (x, y), die als Re- gressionsgerade bezeichnet wird. Die Lage dieser Geraden wird durch 2 Parameter be- stimmt: - durch das konstante Glied a0 - den Regressionskoeffizienten a1 Rechnerisch geht es darum, durch Schätzung der Parameter a0 und a1 einen Verlauf der ge- suchten Geraden zu finden, der sich der empirischen Punkteverteilung möglichst gut an- passt.

Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL Die Schätzung der Parameter erfolgt nach der „Methode der kleinsten Quadrate“. Die statis- tischen Einzelheiten sind im Anhang beschrieben. Ausreißertest Über einen Ausreißertest (siehe Anhang; Kap.4.) wird sichergestellt, dass die Regressions- gerade nicht durch „Extremwerte“ verfälscht wird. Die mit einer statistischen Methode ermit- telten Ausreißer sind einer fachlichen Prüfung zu unterziehen. Prüfung der Regressionsfunktion Nach Schätzung der Regressionsfunktion erfolgt im nächsten Schritt mit Hilfe statistischer Testverfahren die Prüfung der „Qualität“ der Regressionsgleichung. Dies erfolgt über die Prü- fung des Regressionskoeffizienten: Bei dieser Prüfung wird mit einem t-Test die Nullhypothese getestet, dass der Regressions- koeffizient der Grundgesamtheit Null ist (d. h. die Steigung der Regressionsgeraden Null ist). Trifft diese Nullhypothese zu, ist kein Trend festzustellen. Weitere Rahmenbedingungen Die Trendanalyse erfolgt in der Regel unter Anwendung der im Anhang beschriebenen Me- thodik. Eine Trendanalyse kann nur durchgeführt werden, wenn in einem Überwachungszeitraum (6 Jahre) für mindestens 2/3 der Jahre Überwachungsergebnisse vorliegen. Bei mehr als 4 bis 10 Messwerten kann alternativ der Mann-Kendall-Test nach der im Län- derbeispiel Sachsen (siehe Anhang) beschriebenen Methodik durchgeführt werden. Mit dem Mann-Kendall-Test kann lediglich der Trend (fallend, steigend) jedoch nicht die Steigung ei- nes Trends bestimmt werden. Bei weniger als 4 Messwerten kann keine Trendanalyse durchgeführt werden. Bei saisonal beeinflussten Parametern (Nitrat) ist auf vergleichbare Probenahme-Zeitpunkte zu achten, um z. B. jahreszeitlich bedingte Schwankungen der Messwerte zu minimieren. Bei der Trendbetrachtung ist an den Einzelmessstellen immer mit den Einzelwerten zu rech- nen. So sollten z.B. bei mehr als einem Messwert pro Jahr vor der Trendbetrachtung keine Jahresmittelwerte gebildet werden. Messwerte < Bestimmungsgrenze werden mit dem Wert der halben Bestimmungsgrenze (1/2 Bestimmungsgrenze) bei der Trendanalyse berücksichtigt. Messwerte < Nachweisgrenze werden auf den Wert 0 (Null) gesetzt. Vor dem Test auf signifikantes Trendverhalten erfolgt ein Ausreißertest nach der im Anhang unter Kap.4 beschriebenen Methodik.

Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL Trendermittlung für den gesamten Grundwasserkörper Trendbewertung / Erfordernis einer Maßnahme zur Trendumkehr Gemäß § 10, Absatz 2 der GrwV ist bei einem Trend, „der zu einer signifikanten Gefahr für die Qualität der Gewässer- und Landökosysteme, für die menschliche Gesundheit oder die potentiellen oder tatsächlichen legitimen Nutzungen der Gewässer führen kann“, eine Trendumkehr durch Maßnahmen zu bewirken. Die Ermittlung der nicht nur statistischen, sondern auch ökologisch bedeutsamen Zunahme der Konzentration eines Schadstoffes (§ 6, Absatz. 1 der GrwV) erfolgt in Anlehnung an die Vorgehensweise zur Beurteilung des chemischen Zustandes (gemäß Abstimmung im LAWA- Ausschuss Grundwasser). Für die Ermittlung signifikanter und anhaltend steigender Trends die eine signifikante Gefahr für die Qualität der Gewässer- und Landökosysteme oder für potentielle oder tatsächliche le- gitime Nutzungen der Gewässer darstellen, wird bei diffusen Belastungen das folgende Ver- fahren angewandt: a) Die Zuordnung der Flächen zu den Messstellen und die Abschätzung der Ausdehnung der Fläche  mit signifikant ansteigendem Trend und  mit einer Überschreitung von 75 % der des Schwellenwertes wird analog zur Beurtei- lung des chemischen Zustands (siehe Leitfaden, Abschn. 4.2) geregelt. Wenn diese Kriterien erfüllt sind, erfolgt die Prüfung nach b). b) Unabhängig von der absoluten Größe des Grundwasserkörpers, sind in einem Grund- wasserkörper nur dann Maßnahmen zur Trendumkehr zu bewirken, wenn die nach a) identifizierte Ausdehnung der Fläche mehr als 25 km² des Körpers überschreitet. Diese Mindestgröße ist auch für die Beurteilung der Belastung durch Sonderkulturen relevant. c) In Grundwasserkörpern, die kleiner als 75 km² sind, sind nur dann Maßnahmen zur Trendumkehr zu bewirken, wenn die nach a) identifizierte Ausdehnung der Fläche mehr als 1/3 ihrer Fläche überschreitet. Ermittlung der Trendumkehr Die Ermittlung der Trendumkehr erfolgt über die Bildung von gleitenden 6-Jahres-Intervallen über mindestens drei 6-Jahres-Intervalle, d.h. vom 1. – 6. Jahr, dann vom 2. – 7. Jahr und vom 3. – 8. Jahr. Für jedes Intervall wird über eine lineare Regression die Steigung entsprechend Pkt. 2.3 bestimmt und als Zeitreihe im Koordinatensystem aufgetragen. Verlaufen die Steigungen im negativen Bereich, liegt ein fallender Trend vor, im positiven Bereich liegt ein steigender Trend vor. Ein Nulldurchgang, d.h. ein Übergang von einem steigenden in einen fallenden Trend (und umgekehrt) bedeutet eine Trendumkehr (vgl. Abb. 1). Alternativ ist die Ermittlung der Trendumkehr nach der im Länderbeispiel NRW beschriebe- nen Methodik möglich.

Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL Ermittlung der Trendumkehr Ausgangspunkt der Trendumkehr Ausgangspunkt für die Berechnung einer Trendumkehr entsprechend Anlage 6, Nr. 2 der GrwV ist eine Konzentration von > 75% des Schwellenwertes.

Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL ANHANG Statistisches Verfahren (nach LAWA-UA und Leitfaden NRW) 1.       Einleitung Trends und Trendumkehr für chemische Parameter sind im Grundwassermonitoring nach WRRL nachzuweisen. Ein derart geforderter Nachweis kann nicht durch eine bloße verbale Beschreibung nach optischer Inaugenscheinnahme einer Zeitreihe erfolgen. Werkzeuge der beurteilenden Statistik bieten die Möglichkeit und die Gewähr, Trends nach „objektiven“ Kri- terien zu beschreiben. 2.       Ausgangssituation Als Betrachtungszeitraum ist ein Zeitfenster von sechs Jahren gewählt, was nach der WRRL grundsätzlich einem Bewirtschaftungszeitraum entspricht. Darüber hinaus wird gemäß den Vorgaben davon ausgegangen, dass pro Jahr jeweils nur ein Untersuchungsergebnis für ei- nen Parameter an der Grundwassermessstelle vorliegt. Grundsätzlich ist das Verfahren aber auch an längeren Zeitreihen mit einem ausgedehnteren Zeitfenster und/oder mit einer größe- ren Anzahl von Messwerten anwendbar. 3.       Berechnung der Regressionsgeraden Als Grundlage für die Bewertung, ob für einen Parameter eine signifikante zeitliche Konzent- rationsentwicklung, also ein möglicher Trend, überhaupt gegeben ist, wird für die n- Wertepaare (n=6) die Ausgleichsgerade y = a0 + a1*x beschrieben. Damit wird konstatiert, dass in erster Näherung für diese Stichprobe die zeitliche Entwicklung einer Konzentration als lineare Änderung für diesen Zeitabschnitt vereinfacht dargestellt werden kann. Die Wahl der linearen Regression ist lediglich eine Konvention.

Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL Der Verlauf der Ausgleichsgeraden ist definitionsgemäß eindeutig, da die Summe der Quad- rate aller Abstände der Messwerte von der Geraden ein Minimum erreichen muss. Die Kon- stanten a0 und a1 der Geradengleichung für den konkreten Datensatz ergeben sich aus: 2 a1 = sxy / sx                   mit     sxy = [∑xi*yi - (∑xi) * (∑yi) / n] / (n-1) und 2       2        2 sx  = [∑xi - (∑xi) /n] / (n-1) sowie a0 = - (a1 * xMW – yMW ) = yMW – a1 * xMW mit      xMW = (x1 + x2 + ……….+ xn) / n                 und yMW = (y1 + y2 + ……….+ yn) / n Der Regressionskoeffizient a1 gibt zunächst nur die Steigung der Ausgleichsgeraden für die- se Stichprobe an. Ob dieses Steigungsmaß gleichzeitig auch der Anzeiger für einen signifi- kanten Trend der Grundgesamtheit ist, muss durch einen gesonderten Test geprüft werden. Wird auf diesen Test verzichtet, so beschreibt einzig das Vorzeichen von a1 einen ansteigen- den (a1>0) oder einen abnehmenden (a1< 0) Trend, allerdings auch ohne einen Hinweis auf die zu erwartende statistische Sicherheit (Signifikanz). Der Fall, dass aus der Berechnung der Ausgleichsgeraden bereits a1 = 0 resultiert, bedarf keiner weiteren Betrachtung, weil er in der Praxis nur in extremen Ausnahmefällen vorkom- men wird und sich darüber hinaus für einen solch speziellen Fall eine weitergehende Trend- betrachtung ohnehin erübrigt. 4.       Ausreißertest Vor der Anwendung des Tests auf signifikantes Trendverhalten ist noch sicherzustellen, dass ein „exotischer Messwert“ nicht die ermittelte Regressionsgerade verfälscht. Dazu wird das Verfahren in diesem Stadium um einen Ausreißertest ergänzt. Dabei definiert dieser Test eventuelle Extremwerte nur im statistischen Sinn als Ausreißer. Eine Aussage über die Ur- sache der Anomalie (z.B.: nicht optimale Probenahme, fehlerhafte Analytik, unkorrekte Da- teneingabe durch Zahlendreher, falsche Dimensionsangabe, sehr kurzfristiger Konzentrati- onsanstieg mit anschließendem ebenso raschem Abklingen dieser Konzentration, oder an- dere erklärbare, bzw. nicht nachvollziehbare Gründe) kann nur über eine fachliche Beurtei- lung erfolgen. Der die Trendanalyse ergänzende Ausreißertest bietet somit auch die Mög- lichkeit, einen oder mehrere fehlerhafte Werte im Datenkollektiv zu korrigieren, sofern der Fehler nachvollziehbar und korrigierbar ist.

Leitfaden für die Bewertung des chemischen Zustands der Grundwasserkörper nach EG-WRRL Das Verfahren der Ausreißerelimination ist beschrieben bei: KAISER, R. & GOTTSCHALK, G. (1972): Elementare Tests zur Beurteilung von Messdaten. Soforthilfe für statistische Tests mit wenigen Messdaten. Kapitel 3: Ausreißertest nach NALIMOV, Seite 18 ff., Bibliographisches Institut, Wissenschaftsverlag, Bd 774. Der Ausreißertest erfolgt an den trendunabhängigen Werten der yResiduen, von denen der Mit- telwert, der gegen Null tendiert, und die Standardabweichung berechnet werden. Der Resi- dualwert mit dem höchsten Betrag, d.h. der „Messwert“ mit der größten Entfernung zur Aus- gleichsgeraden, ist der vorläufig ausreißerverdächtige Wert. Bestätigt sich der Verdacht, so erfolgt eine Neuberechnung der Regressionsgeraden ohne Einbeziehung dieses Wertepaa- res, also mit n = n - 1. Ist auch im zweiten Durchlauf noch ein Ausreißer vorhanden, so wird die Schleife mit n = n - 2 erneut durchlaufen und so häufig wiederholt, bis sich kein weiterer Ausreißer im Datensatz befindet. Diese sukzessive Ausreißerelimination macht ein Abschneidekriterium bezüglich einer Min- destanzahl von ausreißerfreien Wertepaaren, bzw. einer Mindestanzahl von beprobten Jah- ren unbedingt erforderlich. Wird dieses Abschneidekriterium erreicht, so sollte auf eine Trendberechnung für diesen Parameter an der GWM verzichtet werden. Für einen Sechsjah- reszeitraum ist eine Trendberechnung mit mindestens vier Jahren, für die auch Messwerte vorliegen, gerade noch vertretbar. Der Nachweis eines Ausreißers ergibt sich wie folgt: Man berechne             r* = [( | ăR - ŷR | ) / sR ] * √ (n / (n-1)) -12 mit      ŷR       = Mittelwert der Residualwerte = 1.82 * 10 ≈ 0 sR       = Standardabweichung der Residualwerte = 28.239 n        = Anzahl der Wertepaare = 6 ăR       = ausreißerverdächtiger Residualwert = 53.2 -12 r* = [ | 53.2 - 1.82 * 10        | / 28.239 ] * √ (6 / 5) = 2.063 Man entscheidet, indem man r* mit einem theoretischen Wert ri vergleicht. Der theoretische Wert ri ist aus der Tabelle in Anhang 1 in Abhängigkeit von der Anzahl der Wertepaare n, der sich daraus ergebenden Freiheitsgrade f = n - 2 und der gewünschten statistischen Sicher- heit P (Angaben für 95 %, 99 % und 99.9 %) zu ermitteln. 1. bei:     r* < r(95) < r(99) < r(99.9) liegt definitionsgemäß kein Ausreißer vor 2. wenn      r(95) < r* < r(99) < r(99.9), dann ist ăR wahrscheinlich ein Ausreißer 3. oder      r(95) < r(99) < r* < r(99.9), dann ist ăR signifikant ein Ausreißer 4. oder      r(95) < r(99) < r(99.9) < r*, dann ist ăR hochsignifikant ein Ausreißer Es kann nur entweder ein ausreißerfreier Datensatz vorliegen oder einer der Fälle 2 bis 4 zu- treffen. Für den Ausreißertest ist das Kriterium des signifikanten Ausreißers (Fall 3) heranzu- ziehen. Das Entscheidungsmerkmal des wahrscheinlichen Ausreißers führt zu einer vor-