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1、南湖叶绿素 a 含量与湖水 理化性质的多元分析 谢允田 魏 民 吕 军 王 宏 摘 要 利用因子分析技术对长春市南湖不同空间叶绿素a的季节变化进行排序分析, 并以排序结果为 因变量、10项湖水理化因子为自变量进行逐步回归分析。 分析结果表明: 在10项理化因子中, 决定南湖叶 绿素 a 数量变动的主导因子为总磷。 在此基础上, 就除磷及治理途径方面提出建议。 关键词 叶绿素 a 理化因子 多元分析 长春南湖 叶绿素 a 是富营养化湖泊水体监测中的一个重 要生物学参数, 同时也是湖水理化性质动态变化的综 合反映指标。 该指标峰值的分布对湖泊水质管理具有 重要作用。 为探讨叶绿素 a 动态变化与湖
2、水理化因子 之间的相互关系, 国际经济合作组织 ( 简称 OCED) 曾作了大量工作。 研究结果表明: 在北欧所做的264次 水体实验中, 水体磷为唯一主导因子的占80%, 氮为 唯一主导因子的占11% , 其余9%的水体为氮、磷共 同作用。 我国湖泊富营养化研究起步较晚。 80年代,长春 南湖富营养化调查及治理技术研究被列为国家 “ 七 五”攻关项目。 本文在多年研究工作的基础上,选择 10种理化因子为自变量、 叶绿素a 含量为因变量进行 分析, 试图在筛选识别决定南湖叶绿素a 数量变动主 导因子方面进行探讨, 为南湖富营养化治理提供科学 依据。 1 南湖概况 南湖位于吉林省长春市区南部,
3、湖水面积约0. 91 km 2, 平均水深3 m 左右, 最大容量为30104 m 3, 属 半封闭浅水内陆湖。 湖水来源有2个: 大气降水和城市 污水。 湖水水力学滞留时间约280 d。 70年代以来, 水 质逐年恶化。 80年代初, 湖区实施治理, 水质有所好 转, “ 水华”及冬季死鱼现象逐年减少。 2 监测站布设及采样频次 根据南湖水域特点, 共设4个监测站, 如图1所示。 在水面下0. 5 m 处采样。 监测时间为1995年510月, 生物采样与化学采样同步进行, 化学样品当日送化验 室进行分析。 图1 南湖水域监测站点布置示意图 3 监测项目及分析方法 监测项目主要有叶绿素 a、水
4、温、pH 、DO、 CODcr、 T -P、 T -N、 NH4- N 、 NO - 3- N 、 NO - 2-N 及 p/ N 值。 叶绿素 a 含量的测定按 SL 88-94水质标准分析 方法进行, 水质理化因子的监测分析方法则采用 “ GB3838-88” 地面水环境质量标准 中的分析方法。 叶绿素 a 与水质理化因子之间的相互关系分析采用 因子分析和逐步回归分析的方法进行。 4 结果及讨论 4. 1 监测结果 叶绿素 a 含量的监测结果见表1, 湖水理化因子 的监测结果表略。 431999 年第 1 期 ( 总 174 期) 东北水利水电 表1 1995年5月10月南湖各站叶绿素a
5、含量 mg/m3 站5月6月7月8月9月10月 185. 5521. 7441. 2764. 47123. 83143. 50 142. 5419. 2537. 7763. 3775. 28120. 90 148. 0133. 2436. 1759. 60123. 85135. 85 193. 0541. 3759. 6069. 80147. 53141. 05 4. 2 讨 论 4. 2. 1 叶绿素 a 监测结果排序 以每月监测结果为样本, 监测地点为变量, 对湖 区叶绿素 a 含量进行排序分析。 排序结果表明: 在累 积贡献率达99. 34% 前提下, 共取2个排序坐标轴。 各 月得分情
6、况见表2, 各测站得分情况见表3。 表2 南湖各月监测结果排序得分情况 月份5678910 AX10. 735 9 - 0. 634 7 - 0. 488 5 - 0.278 0 0. 236 50. 428 8 AX20. 203 0 - 0. 187 9 0. 115 5 0.495 6 - 1. 009 0 0. 382 8 表3 南湖各监测站监测结果排序得分情况 区区区区 AX10. 207 00. 201 00. 204 20. 204 3 AX20. 002 30. 333 6- 0. 146 5- 0. 184 1 根据表2和表3的数据资料, 绘制因子分析排序图 见图2、 图3。
7、 图2 南湖各月叶绿素 a 监测结果排序图 图3 南湖各站点叶绿素 a 监测结果排序图 从图2可以看出, 510月份的叶绿素 a 监测结果 相互分离, 每月自成一组, 说明各月叶绿素 a 含量差 异较大。 从图3可以看出, 4个测站可以分成3组, 其中 区和区较接近, 可以合并为一组。 4. 2. 2 叶绿素 a 与湖水理化性质的关系分析 叶绿素 a 含量的发展变化是湖水各理化因子变 化的综合反映。 根据上文排序结果, 我们以叶绿素 a 为因变量、 湖水理化因子为自变量, 采用相关和逐步 回归的数理统计方法对合并后的3个测站进行分析, 以筛选出决定510月期间湖水中叶绿素 a 水平变化 的主导
8、因子。 分析结果如下: ( 1) 相关分析: 各测站湖水理化因子与叶绿素 a 的相关系数及其检验结果见表4。 表4 湖水理化因子与叶绿素 a 的相关系数 及其统计检验结果 mg/L 区区区 水温()- 0. 73- 0. 65- 0. 77* pH 0. 79* 0. 16 0. 60 溶解氧 0. 72 0. 74 0. 44 化学耗氧量 0. 70 0. 35 0. 39 总磷 0. 98* * 0. 96* * 0. 97* * 总氮 0. 78* 0. 95* * 0. 95* * 磷氮比 0. 81* * 0. 72 0. 94* * 氨氮 0. 13- 0. 11- 0. 095
9、硝酸盐氮 0. 90* * 0. 76* 0. 77* 亚硝酸盐氮 0. 74 0. 72 0. 70 注: * (P 0. 05) 显著相关; * * ( P 0. 01) 极显著相关 由表4可知: 在区, 叶绿素 a 含量与 pH 和总氮 呈显著正相关, 与总磷、 磷氮比和硝酸盐氮呈极显著 正相关; 在区, 叶绿素 a 含量与硝酸盐氮呈显著正 相关, 而与总磷、 总氮呈极显著正相关; 在区, 叶绿 素 a 含量与水温呈显著负相关, 与硝酸盐氮呈显著正 相关, 而与总磷、 总氮和磷氮比呈极显著正相关。 ( 2) 逐步回归分析 以叶绿素 a 含量为因变量, 采用逐步回归分析的 方法对湖水理化因
10、子进行筛选, 结果如下: 区湖水各理化因子与叶绿素 a 排序分值经 逐步回归建立的方程为 y= 519. 16x- 2. 05 ( F= 7. 70, r= 0. 98, n= 6) 式中 y叶绿素a 含量; x 湖水中总磷浓度, mg/ L; F统计检验量; r偏相关系数; n样本数。 区湖水中各理化因子与叶绿素 a 的回归方 程为 y= 414. 73x + 4. 42 ( F= 6. 60, r= 0. 98, n= 6) 区湖水各理化因子与叶绿素a 的回归方程为 y= 445. 00x + 18. 16( F= 6. 60, r= 0. 98, n= 6) 由以上3个方程可知: 南湖各
11、站点不同月份叶绿 素 a 的水平变化主要由湖水中总磷的含量决定, 且两 者的关系为正相关。 这一结果表明, 南湖510月份, 湖水中决定叶绿素 a 变动的主导因子为总磷, 其它因 子虽对叶绿素 a 变化有影响, 但都属从属地位。 因此, 44 东北水利水电 1999 年第 1 期 ( 总 174 期) 控制南湖水体总磷的含量, 使水质达到或并保持期望 营养状态是治理南湖富营养化的首要问题。 5 结 语 根据南湖现状调查和多元分析结果, 可以得出结 论: ( 1) 南湖属重富营养化湖泊, 影响富营养化的主导 因子是磷。 ( 2) 南湖点源污染虽已截流, 但湖边耕地及 牧场的面源污染以及湖内底泥(
12、 平均1 m 深的有机 质) 营养物质的释放, 仍可使南湖富营养化程度继续 加重。 针对上述情况, 要使南湖的水质得到恢复, 须采 取以下对策: ( 1) 禁止在湖围放牧, 限制湖边农田施肥量。 严格 控制、 削减非点源磷的负荷量; ( 2) 增加放养草食性鱼 类比例; ( 3) 疏浚底泥, 清除底质污染源; ( 4) 捞取藻 类, 清除水生高等植物残体; ( 5) 加强湖区管理, 制定 湖区保护管理法, 确定湖水的环境目标。 参 考 文 献 1 世界经济合作与发展组织编, 柳建生等译. 水体富营养化 监测评价与防治. 北京: 中国环境科学出版社, 1989 2 大连水产学院编. 淡水生物学.
13、 北京: 农业出版社, 1983 3 刘培桐等. 环境科学基础. 北京: 化学工农出版社, 1987 4 美 E. P. 奥德姆. 孙儒泳泽. 生态学基础. 北京: 人民教育 出版社, 1982 5 肖宋等. 杭州西湖富营养化防治规划与治理后效预测. 环 境污染与防治, 1987( 6) 作者简介 谢允田 男 松辽水环境科学研究所 高级工程师 吉林省 长春市 130021 魏 民 男 松辽水环境科学研究所 工程师 吉林省长春市 130021 吕 军 男 松辽水环境科学研究所 工程师 吉林省长春市 130021(收稿日期: 1998- 03- 02) ( 上接第33页) 图3 Qh 关系程序框图
14、 b1= 0. 618( b1- a) + a n 若U1= U2, 取区间( a1, b1) , 则 a1= 0. 382( b1- a1) + a1 b1= 0. 618( b1- a1) + a1 再进行判断, 依次类推, 直到U1 - U 2 以及a 1 - b 1满足精 度要求。 利用此方法, 仅需循环34次即可求解出满足 精度要求的流量与水深关系。 求解过程请参见图3。 2 结 语 利用该种优选法编制的程序, 运算的结果与先前人 工试算的结果进行校核, 准确度较高。 该程序作为一个 函数模块, 既可以单独运行, 也可以编入其他的计算软 件中。 目前该模块已被编入一种新型闸门启闭结构“ 四 联杆双悬臂平面翻板闸计算机辅助设计软件” 。 该软件 在进行校核齐齐哈尔江市东灌区向阳节制闸和初步设 计齐齐哈尔卫星运河灌区部分工程中得到实际应用, 其 中利用优选法推求流量与水深的关系模块利用率高, 运 算速度快, 精度较高, 反应效果良好。 作者简介 付 强 男 东北农业大学 农业机械化博士 黑龙江省哈尔 滨市 150030 (收稿日期: 1998- 04- 27) 451999 年第 1 期 ( 总 174 期) 东北水利水电
