眉湖水質(zhì)指標(biāo)與葉綠素a關(guān)系的研究

摘 要：通過對(duì)鄭州大學(xué)眉湖Chl-a、COD、TN、TP含量的測(cè)定，應(yīng)用Excel和SPSS等軟件對(duì)4個(gè)指標(biāo)因子以及氮磷比進(jìn)行統(tǒng)計(jì)關(guān)系分析。Pearson相關(guān)分析顯示COD、TP與Chl-a呈顯著正相關(guān)，而進(jìn)一步的多元逐步回歸分析顯示氮磷比對(duì)Chl-a影響微弱，另外，通過灰色關(guān)聯(lián)分析得出COD與TN濃度是影響眉湖水質(zhì)的主要因子。這對(duì)評(píng)價(jià)和改善城市湖泊水體的水質(zhì)狀況具有重要借鑒意義。

關(guān)鍵詞：眉湖；Chl-a；COD；TP；TN

1 引言

近年來，城市化的進(jìn)展嚴(yán)重影響了城市水體的水質(zhì)狀況，水體富營養(yǎng)化是當(dāng)前城中湖的主要污染問題之一。在富營養(yǎng)化研究中，生態(tài)模型已成為基本的手段之一，它可以有效地模擬和簡(jiǎn)化復(fù)雜的生態(tài)過程，幫助人們進(jìn)行預(yù)測(cè)并制定策略[1]。化學(xué)需氧量（COD）反映了水體受還原性污染的情況，是水質(zhì)監(jiān)測(cè)中的重要指標(biāo)。氮、磷是生物圈內(nèi)重要的營養(yǎng)元素，研究表明，富營養(yǎng)化現(xiàn)象受多種環(huán)境因子影響，其中最為重要的2 個(gè)參數(shù)即是溶解性的氮和磷，因此總氮（TN）、總磷（TP）成為衡量水質(zhì)的重要指標(biāo)[2-3]。葉綠素是植物光合作用中必不可少的光和色素，也是表征藻類現(xiàn)存量的重要指標(biāo)，通過測(cè)定浮游植物葉綠素含量，可掌握水體初級(jí)生產(chǎn)力情況，在環(huán)境監(jiān)測(cè)中，常將葉綠素a（Chl-a）作為水體富營養(yǎng)化的重要指標(biāo)之一[4-6]。

國內(nèi)現(xiàn)行的對(duì)水體富營養(yǎng)化的評(píng)價(jià)普遍建立在葉綠素a濃度等級(jí)的劃分上，并且往往停留在水質(zhì)是否達(dá)標(biāo)和是否污染的層面上，針對(duì)幾個(gè)關(guān)鍵因子對(duì)富營養(yǎng)化的協(xié)同和抑制作用還欠缺深入的認(rèn)識(shí)和研究。隨著城市化進(jìn)程和城市擴(kuò)張的加劇，城市水體面臨著巨大的壓力，大大增加了水華、藍(lán)藻等自然災(zāi)害暴發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)。因此分析葉綠素a與水質(zhì)指標(biāo)因子之間的相關(guān)性，對(duì)于初步評(píng)價(jià)水體富營養(yǎng)化現(xiàn)狀，防治河流和湖泊富營養(yǎng)化具有重要的借鑒意義。

眉湖，是鄭州大學(xué)新校區(qū)內(nèi)構(gòu)筑的一個(gè)景觀湖，水質(zhì)相對(duì)穩(wěn)定且浮游藻類較多，其營養(yǎng)鹽主要來自周邊林地和補(bǔ)充水源以及人為因素排入水中的營養(yǎng)物質(zhì)等。本文利用2014年7月至2015年1月對(duì)眉湖水質(zhì)的監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，重點(diǎn)分析和總結(jié)了眉湖水體中葉綠素a與化學(xué)需氧量、總氮、總磷含量以及氮磷比之間的相關(guān)關(guān)系，并建立相關(guān)模型以期為預(yù)防和控制水體富營養(yǎng)化，改善眉湖水質(zhì)提供依據(jù)。

2 材料與方法

2.1 監(jiān)測(cè)內(nèi)容

每個(gè)樣點(diǎn)分析三類指標(biāo)[7]含4個(gè)監(jiān)測(cè)內(nèi)容。第一類是營養(yǎng)鹽指標(biāo)：TP、TN；第二類是水質(zhì)理化指標(biāo)：COD；第三類是生物指標(biāo)：Chl-a。

2.2 點(diǎn)位布設(shè)與樣品采集

根據(jù)眉湖不同河段特征及周圍的環(huán)境狀況，在水質(zhì)相對(duì)穩(wěn)定的中段設(shè)置2個(gè)采樣點(diǎn)，1號(hào)采樣點(diǎn)位于中段右岸，2號(hào)采樣點(diǎn)位于中段左岸。

采樣時(shí)間為2014年7月——2015年1月，每月采樣2次，根據(jù)《環(huán)境監(jiān)測(cè)》（第四版）中水樣的采集方法[8]，每次按照1～2號(hào)的樣點(diǎn)順序依次用聚乙烯瓶采集表層下0.5米深處的瞬時(shí)水樣，時(shí)間控制在上午9點(diǎn)左右，采樣結(jié)束后立即帶往實(shí)驗(yàn)室進(jìn)行分析。

2.3 測(cè)定方法

利用水質(zhì)檢測(cè)儀測(cè)定水樣中的COD、TP、TN含量，對(duì)于生物指標(biāo)葉綠素a的測(cè)定，參考文獻(xiàn)《水和廢水監(jiān)測(cè)分析方法》（第四版）和《水體中葉綠素a測(cè)定方法》[9]，采用乙醇萃取分光光度法進(jìn)行測(cè)定。

2.4 數(shù)據(jù)處理方法

對(duì)數(shù)據(jù)的處理和分析主要采用Excel和SPSS，對(duì)各指標(biāo)因子進(jìn)行回歸分析、Pearson相關(guān)分析、逐步回歸擬合以及灰色關(guān)聯(lián)分析，使用的軟件為Excel2003、SPSS 21、Minitab等。

3 分析與討論

3.1 葉綠素a與各水質(zhì)指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系分析

根據(jù)表1中的水質(zhì)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)自2014年7月以來各水質(zhì)因子在空間和時(shí)間上均有變化與起伏，COD與葉綠素a的含量總體呈下降趨勢(shì)且COD與葉綠素a變化趨勢(shì)基本相同。1號(hào)樣點(diǎn)處COD的最高濃度為38.71mg/L，最低為6.05 mg/L，平均濃度為19.30mg/L；葉綠素a的最高濃度為32.53mg/m3，最低濃度為4.84 mg/m3。2號(hào)樣點(diǎn)處的COD平均濃度為24.69 mg/L略高于1號(hào)樣點(diǎn)處的平均濃度，葉綠素a的平均含量為19.28 mg/m3。眉湖水體中TP與TN含量較低，1號(hào)樣點(diǎn)處TP平均濃度為0.0287 mg/L，2號(hào)樣點(diǎn)處TP的平均濃度為0.0339 mg/L。

葉綠素a是衡量藻類數(shù)量和浮游植物含量的重要指標(biāo)，通過研究葉綠素a與其他水質(zhì)指標(biāo)之間的相關(guān)關(guān)系，對(duì)深入探討葉綠素a與水體富營養(yǎng)化程度之間的關(guān)系有重要意義。

根據(jù)無量綱[10-11]處理后的數(shù)據(jù)，利用軟件SPSS得出相關(guān)Pearson系數(shù)矩陣，由此分析葉綠素a與其他水質(zhì)指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系，并對(duì)相關(guān)性顯著的指標(biāo)進(jìn)行一元回歸，Pearson系數(shù)矩陣見表2。

**. 在 0.01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)；*. 在 0.05 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。

由相伴概率可知在0.05的顯著性水平下，在1號(hào)樣點(diǎn)處，COD和TP和N/P 與葉綠素a的Pearson 相關(guān)性顯著，表明它們對(duì)葉綠素a有明顯的趨勢(shì)性影響，其中COD與TP的相關(guān)系數(shù)為正，表明葉綠素a將隨著COD、TP的變化發(fā)生相同趨勢(shì)的變化，與COD的相關(guān)關(guān)系尤為顯著，p=0.000，相關(guān)系數(shù)為0.814；N/P將與葉綠素a發(fā)生相反趨勢(shì)的變化。在2號(hào)樣點(diǎn)處，滿足相伴概率p<0.05的僅有COD、TP這兩項(xiàng)指標(biāo)，其相關(guān)系數(shù)為正，與葉綠素a呈現(xiàn)相同的變化趨勢(shì)。結(jié)合1、2號(hào)點(diǎn)位，可知眉湖水質(zhì)狀況具有空間差異，不同樣點(diǎn)處監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)存在一定的差異，其相關(guān)關(guān)系也不盡相同，所監(jiān)測(cè)指標(biāo)中TP、COD與葉綠素a濃度的變化有顯著性影響。對(duì)1號(hào)樣點(diǎn)處與葉綠素a關(guān)系尤為密切的COD、TP作一元回歸得到Chl-a = 1.72 + 0.686 COD （ R2=66.2%）、Chl-a = 3.44 + 401TP （R2=63.0%）。

3.2 多元線性回歸方程的建立

簡(jiǎn)單的一元回歸無法確定某一自變量對(duì)結(jié)果變量的凈效應(yīng)或者偏效應(yīng)，多元線性[12]回歸模型適用于分析一個(gè)因變量和多個(gè)自變量之間的關(guān)系，因而，利用多元回歸分析Chl-a與COD、TN、TP以及N/P之間的關(guān)系就十分有必要。

利用SPSS以葉綠素a的濃度為因變量，以COD、TN、TP含量以及N/P為自變量，對(duì)樣1、樣2分別進(jìn)行多元回歸分析，得到樣1處回歸方程為Chl-a = - 0.50 + 0.337 COD + 40.5 TN - 15 TP - 0.413 N/P（R2 = 83.1%），樣2處回歸方程為Chl-a = 13.7 + 0.362COD + 25.9 TN + 58TP - 1.15 N/P（R2 = 58.1%）。直接回歸無法消除不相關(guān)或影響不顯著的變量的影響，為消除此類影響通過逐步回歸對(duì)上述模型進(jìn)行修正以剔除變化不顯著的變量[13]，提高模型的擬合程度。最終得到樣1處回歸方程為Chl-a = -6.919 + 0.48COD + 17TN +188TP（R2 =86.97%），樣2處回歸方程為Chl-a = -3.359 + 0.44COD +352TP（R2 =61.35%）。顯然，修正后的模型R2明顯增大，對(duì)于描述Chl-a與水質(zhì)指標(biāo)因子的關(guān)系將更加準(zhǔn)確。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，兩樣點(diǎn)處Chl-a與水質(zhì)指標(biāo)因子間的相關(guān)關(guān)系不同，1號(hào)樣點(diǎn)在消除N/P這一變量后得到的模型擬合程度提高，說明N/P對(duì)1號(hào)樣點(diǎn)處葉綠素a含量的影響不顯著；對(duì)比得出2號(hào)樣點(diǎn)處TN和N/P對(duì)葉綠素a含量的影響并不顯著。因而，通過分域段研究葉綠素a與水質(zhì)指標(biāo)因子間的關(guān)系，對(duì)于研究葉綠素a與水體富營養(yǎng)化程度之間的關(guān)系有重要意義，同時(shí)也可以彌補(bǔ)單純利用葉綠素a濃度等級(jí)的劃分評(píng)價(jià)富營養(yǎng)化程度這類方法的不足。

3.3 眉湖水質(zhì)主要影響因子分析

利用無量綱化后的數(shù)據(jù)，將Chl-a監(jiān)測(cè)值作為參考序列， K=1，···，14，其他各指標(biāo)因子的序列為，i=1，···，4，利用灰關(guān)聯(lián)分析探討監(jiān)測(cè)指標(biāo)對(duì)眉湖水質(zhì)的影響程度。灰色關(guān)聯(lián)系數(shù)用表示，取分辨系數(shù)=0.5，選取2個(gè)因素作為直接影響因子，另外2個(gè)因素為間接影響因子，r01、r02、r03、r04分別為COD、TN、TP、N/P的關(guān)聯(lián)度，經(jīng)計(jì)算得出：

=3.344，=3.103，=3.092，

=2.378。

從上述關(guān)聯(lián)度的分析可以看出COD、TN屬于影響眉湖水質(zhì)的直接影響因素，且COD的影響程度更大，TP和N/P屬于間接影響因素，TP在間接影響因素中影響程度更大。要想改善鄭州眉湖水質(zhì)，應(yīng)當(dāng)優(yōu)先控制COD與TN的含量。

4 結(jié)論

通過Peasron相關(guān)分析，得到COD、TP與Chl-a呈顯著正相關(guān)，且樣1處葉綠素a與COD濃度之間有很好的線性關(guān)系。多元逐步回歸分析顯示不同水域各因子之間的相互影響程度不同，葉綠素a與各水質(zhì)指標(biāo)之間回歸方程也不同，為更好地研究葉綠素a與水體富營養(yǎng)化程度的關(guān)系需要分區(qū)域進(jìn)行。灰色關(guān)聯(lián)分析顯示COD、TN是影響眉湖水質(zhì)最重要的影響因子，TP是最重要的間接影響因素，要想改善眉湖水質(zhì)，必須優(yōu)先控制水體中COD和TN的含量。

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項(xiàng)目來源：鄭州大學(xué)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目 項(xiàng)目編號(hào)：2014xjxm057