林 晶

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山仔水庫藍(lán)藻水華因子主成分多元回歸分析*

林 晶

福州市環(huán)境監(jiān)測中心站

2012年6月～2015年5月期間，通過對山仔水庫5個點(diǎn)位藍(lán)藻數(shù)量、pH、水溫、溶解氧、葉綠素a、透明度、總氮、氨氮、硝酸鹽氮、總磷、可溶性正磷酸鹽、高錳酸鹽指數(shù)、氮磷比等13項(xiàng)因子進(jìn)行測定，利用主成分多元線性回歸來模擬ln藍(lán)藻與水質(zhì)因子的關(guān)系。根據(jù)主成分分析特征值大于1的原則，得到4個累積貢獻(xiàn)率達(dá)到76.127%的主成分，建立第一主成分與ln藍(lán)藻的回歸方程，進(jìn)一步篩選出藍(lán)藻水華4個最相關(guān)因子，分別為pH、葉綠素a、透明度、氮磷比，與ln藍(lán)藻建立多元回歸方程。結(jié)果表明，預(yù)測值與實(shí)測值具有相同趨勢，能較好反映藍(lán)藻水華變化規(guī)律。

山仔水庫 藍(lán)藻水華 主成分分析 回歸分析

一直以來，湖庫富營養(yǎng)化和藍(lán)藻水華問題都備受關(guān)注。近年來，國外成功開發(fā)并應(yīng)用了有針對性的水華預(yù)警模型，用以預(yù)測湖泊和水庫藻類生長和富營養(yǎng)化程度，國內(nèi)也有學(xué)者著眼于湖泊的綜合水質(zhì)預(yù)報和大流域的水質(zhì)預(yù)警研究[1-4]。

山仔水庫位于福建敖江下游，于1994年11月開始蓄水，調(diào)節(jié)庫容1.06×108m3，是福州第二水源。山仔水庫夏秋季常見藍(lán)藻水華爆發(fā)，但目前對于其爆發(fā)機(jī)理還不完全清楚，有必要對其生長影響因子開展深入研究。本文采用主成分分析法（principal components analysis）對原始多變量數(shù)據(jù)進(jìn)行線性投影, 運(yùn)用降維找出幾個由原始變量線性組合的潛在變量[5]，在減少初始信息的最小損失量的基礎(chǔ)上，篩選出對藍(lán)藻水華影響最大的因子，繼而進(jìn)行多元線性回歸，探索建立藍(lán)藻水華預(yù)測模型，以期為控制山仔水庫富營養(yǎng)化狀況和藍(lán)藻水華預(yù)警提供參考。

1 研究方法

1.1 采樣點(diǎn)位和頻次

在山仔水庫布設(shè)5個采樣點(diǎn)位（見圖1），分別為壩前（出口）、庫心、七里（進(jìn)口）、日溪（支流進(jìn)口）、皇帝洞。從2012年6月至2015年5月期間，每月采樣1次。

圖1 山仔水庫采樣監(jiān)測點(diǎn)位圖

1.2 樣品采集和處理

（1）樣品采集方法根照《湖泊生態(tài)調(diào)查觀測與分析》[6]進(jìn)行。

（2）水質(zhì)監(jiān)測項(xiàng)目主要有pH、水溫（WT）、溶解氧（DO）、葉綠素a（Chl a）、透明度（SD）、總氮（TN）、氨氮（NH4-N）、硝酸鹽氮（NO3-N）、總磷（TP）、可溶性正磷酸鹽（PO43--P）、高錳酸鹽指數(shù)（CODMn），分析方法依據(jù)《水和廢水監(jiān)測分析方法（第四版）》[7]。

（3）浮游植物定量采集0.5m水深的表層水，取1L水樣置于塑料瓶中，現(xiàn)場用魯哥氏液固定，樣品帶回實(shí)驗(yàn)室后靜置沉降48h，沉淀濃縮后用浮游植物計數(shù)框計數(shù)。

1.3 統(tǒng)計分析方法

主成分分析法是一種利用降維的思想，在損失很少信息的前提下把多個指標(biāo)轉(zhuǎn)化為幾個綜合指標(biāo)的多元統(tǒng)計方法。其原理是：設(shè)對某一事物的研究涉及個指標(biāo)，分別用1，2，……，X表示，由個指標(biāo)構(gòu)成維隨機(jī)向量。對X進(jìn)行線性變換，可以形成新的綜合變量，用表示，也就是說，新的綜合變量可以由原來的變量表示，其基本數(shù)學(xué)模型為:

式中，為處理后提取的主成分,1…ZX為原始變量矩陣經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理的值，11…mn是原始變量矩陣X的協(xié)方差陣的特征值對應(yīng)的特征向量（n是變量個數(shù), m為樣本個數(shù)）[8]。1，2，…，n分別稱為原始變量的第一個主成分，第二個主成分，…，第個主成分。其中各綜合變量在總方差中占的比重依次遞減，最終只挑選前幾個方差最大的主成分，從而達(dá)到簡化系統(tǒng)結(jié)構(gòu)和抓住問題實(shí)質(zhì)的目的。

本實(shí)驗(yàn)所有數(shù)據(jù)均采用Excel 2003和SPSS 17.0進(jìn)行錄入、圖表處理和結(jié)果統(tǒng)計分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 水庫水質(zhì)因子檢測數(shù)據(jù)描述性分析

對山仔水庫5個點(diǎn)位13項(xiàng)指標(biāo)共180組檢測數(shù)據(jù)進(jìn)行SPSS描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表1所示。其中，pH、溶解氧變異系數(shù)較小，表示變量離散程度較小。藍(lán)藻細(xì)胞密度、可溶性正磷酸鹽、氨氮、葉綠素a、硝酸鹽氮、總磷等變量離散程度較大，說明此類水質(zhì)因子波動幅度較大。結(jié)合實(shí)際情況來看，監(jiān)測歷時3年，加上庫區(qū)面積較大，不同時期不同點(diǎn)位的水環(huán)境質(zhì)量必然存在差異。對比各項(xiàng)數(shù)據(jù)的中值和均值，除了藍(lán)藻細(xì)胞密度差異較大，其他因子的中值和均值都較為接近，離群的觀測數(shù)組數(shù)據(jù)較少。

表 1 水質(zhì)因子描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

2.2 藍(lán)藻水華主要影響因子主成分分析

由于藻類細(xì)胞密度數(shù)量級別太大，與其他變量的對應(yīng)關(guān)系往往會造成分析結(jié)果失真。為使數(shù)據(jù)獲得正態(tài)分布，本次采用統(tǒng)計學(xué)中常見的數(shù)據(jù)優(yōu)化手段，將藍(lán)藻細(xì)胞密度進(jìn)行l(wèi)n對數(shù)轉(zhuǎn)換，SPSS統(tǒng)計過程中自動剔除少量數(shù)值為0的樣本。

2.2.1相關(guān)性分析

藻類細(xì)胞密度能直接說明水體中藻類的多少和水華爆發(fā)強(qiáng)度[9]，以藍(lán)藻細(xì)胞密度和水質(zhì)主要影響指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性分析和顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。根據(jù)相關(guān)性分析，ln藍(lán)藻與pH、水溫、高錳酸鹽指數(shù)、葉綠素a濃度、總磷、溶解氧呈顯著正相關(guān)（P＜0.01），與氨氮呈正相關(guān)（P＜0.05），與透明度、氮磷比呈顯著負(fù)相關(guān)（P＜0.01），與可溶性正磷酸鹽、總氮、硝酸鹽氮相關(guān)不顯著。初步分析得知，磷源可能是山仔水庫藍(lán)藻水華爆發(fā)的潛在限制性因素，氮源可能不是主導(dǎo)因素。

表 2 藍(lán)藻與水華主要影響因子相關(guān)性

注：**表示在 0.01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)；*表示在 0.05 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)

2.2.2 主成分分析

2.2.2.1 水質(zhì)因子主成分的獲得

檢驗(yàn)統(tǒng)計量(KMO)的值為 0.718, 該數(shù)值大于0.5，說明本研究中的監(jiān)測數(shù)據(jù)適合用于主成分分析。由表3主成分分析的特征值可知，有4個主成分（F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，F(xiàn)4）特征值＞1。

特征值在某種程度上可以被看成是表示主成分影響力度大小的指標(biāo)，如果特征值小于1，說明該主成分的解釋力度還不如直接引入一個原變量的平均解釋力度大。所以本次分析根據(jù)特征值大于1的提取法則，將12個水質(zhì)因子簡化成4個主成分，最大限度減少自變量個數(shù)，同時使分析數(shù)據(jù)保留更多的信息，反映出主成分與原始變量間的相似性和關(guān)聯(lián)性。

表3列出了4個主成分對于原始數(shù)據(jù)的方差貢獻(xiàn)率及累積貢獻(xiàn)率。方差貢獻(xiàn)率解釋為各個主成分的變化對水質(zhì)變化的貢獻(xiàn)份額，前4個主成分的累積貢獻(xiàn)率達(dá)到76.127%, 表示這4個主成分包含并解釋了76.127%以上的原始數(shù)據(jù)信息量。F1方差貢獻(xiàn)率為32.879%，大于第二、第三、第四主成分的方差貢獻(xiàn)率，表明F1反映的信息量最大，山仔水庫水質(zhì)因子主要由第一主成分控制。

表 3 總方差的解釋

2.2.2.2 原始變量與主成分的相關(guān)性

表4計算了各個原始變量對于主成分的因子載荷，即原始變量與主成分的相關(guān)性。其中，F(xiàn)1對原始數(shù)據(jù)提供了32.879%的方差貢獻(xiàn)率，pH、總磷、透明度、高錳酸鹽指數(shù)、氮磷比在第一主成分上荷載較大，透明度、氮磷比負(fù)相關(guān)程度較高，pH、總磷、高錳酸鹽指數(shù)正相關(guān)程度較高，這些因子相關(guān)性絕對值均大于0.6。第一主成分中，總磷、氮磷比同時作為關(guān)鍵因子出現(xiàn)，可知磷源是山仔水庫富營養(yǎng)化的主要限制因子；pH、透明度、高錳酸鹽指數(shù)說明水環(huán)境酸堿度、懸浮物、水體中有機(jī)及無機(jī)可氧化物質(zhì)污染程度也是山仔水庫水質(zhì)影響的關(guān)鍵因子。F2對原始數(shù)據(jù)提供了23.219%的方差貢獻(xiàn)率，其中水溫、總氮、硝酸鹽氮在第二主成分上荷載較大，水溫負(fù)相關(guān)程度較高，總氮、硝酸鹽氮正相關(guān)程度較高。第二主成分反映出氮源是山仔水庫水質(zhì)的主要影響因子。F3對原始數(shù)據(jù)提供了11.503%的方差貢獻(xiàn)率，溶解氧在第三主成分上荷載較大，正相關(guān)程度較高。F4對原始數(shù)據(jù)提供了8.527%的方差貢獻(xiàn)率，氨氮、葉綠素a在第四主成分上荷載較大，正相關(guān)程度較高，說明二者也是水體富營養(yǎng)化的重要因素。

表 4 成分矩陣

2.2.2.3 藍(lán)藻與主成分的回歸模型

用成分矩陣中的數(shù)據(jù)除以主成分相對應(yīng)的特征值開平方根，便得到主成分中每個指標(biāo)所對應(yīng)的系數(shù)，即特征向量值。代入得出四個主成分方程：

F1=0.383×pH+0.284×水溫+0.247×溶解氧+0.394×總磷+0.187×可溶性正磷酸鹽+0.080×總氮-0.084×硝酸鹽氮+0.157×氨氮+0.180×葉綠素a-0.420×透明度+0.353×高錳酸鹽指數(shù)-0.387×氮磷比

F2=-0.101×pH-0.418×水溫+0.164×溶解氧+0.247×總磷+0.354×可溶性正磷酸鹽+0.514×總氮+0.504×硝酸鹽氮+0.078×氨氮+0.170×葉綠素a-0.056×透明度-0.141×高錳酸鹽指數(shù)+0.159×氮磷比

F3=0.421×pH+0.091×水溫+0.635×溶解氧-0.116×總磷-0.382×可溶性正磷酸鹽+0.217×總氮-0.028×硝酸鹽氮+0.148×氨氮-0.163×葉綠素a+0.172×透明度-0.104×高錳酸鹽指數(shù)+0.340×氮磷比

F4=0.104×pH-0.053×水溫+0.064×溶解氧-0.100×總磷-0.215×可溶性正磷酸鹽+0.080×總氮+0.001×硝酸鹽氮+0.700×氨氮+0.615×葉綠素a+0.003×透明度+0.205×高錳酸鹽指數(shù)+0.102×氮磷比

由于4個主成份對藍(lán)藻生長的貢獻(xiàn)率各不相同，所以以ln藍(lán)藻和F1、F2、F3、F4做相關(guān)性分析。結(jié)果顯示，ln藍(lán)藻與F1顯著正相關(guān)（P＜0.01），與F2、F3相關(guān)不顯著，與F4正相關(guān)（P＜0.05），Pearson系數(shù)分別為0.680，-0.040，-0.145和0.181。F1中，總磷與其相關(guān)性極顯著；F2中，總氮與其相關(guān)性極顯著，所以根據(jù)藍(lán)藻與F1相關(guān)性最大、與F2相關(guān)不顯著這一結(jié)果，可間接推導(dǎo)出山仔水庫藍(lán)藻水華爆發(fā)的潛在限制性因子為磷元素。經(jīng)計算和檢驗(yàn)，選擇建立藍(lán)藻與水質(zhì)因子的主成分模型如下：

ln藍(lán)藻=12.281+1.018F1

其中，R2=0.462 (P＜0.01）。

2.3 藍(lán)藻與原始變量的多元線性回歸分析

通過上述分析可知，主成分F1對山仔水庫藍(lán)藻水華的貢獻(xiàn)最大，但藍(lán)藻與主成分回歸模型R2決定系數(shù)不高，僅為0.462，推測除了F1中的關(guān)鍵影響因子，可能還有其他原始變量對藍(lán)藻生長影響較大。由于ln藍(lán)藻與F2、F3相關(guān)系數(shù)很小，故剔除F2、F3影響因子，考慮存在弱相關(guān)性的F4中的重點(diǎn)因子。因此，在主成分分析的基礎(chǔ)上，初步選擇與F1關(guān)系最為密切的原始變量pH、總磷、透明度、高錳酸鹽指數(shù)、氮磷比，與F4關(guān)系最為密切的原始變量氨氮、葉綠素a，建立和ln藍(lán)藻的線性回歸方程。由表5可知，各原始變量對回歸方程的顯著性水平不一，其中總磷、氨氮和高錳酸鹽指數(shù)的顯著性檢驗(yàn)P均大于0.05，不適宜入選。因此，最終選擇pH、葉綠素a、氮磷比和透明度4個因子，重新建立藍(lán)藻與原始變量的多元線性回歸方程如下：

ln藍(lán)藻=7.218-0.021×透明度+0.967×pH+0.043×葉綠素a-0.038×氮磷比

其中，R2=0.593。方程顯著性檢驗(yàn)P=0.000<0.01，表明方程有效。

表 5 多元線性回歸系數(shù)

綜合山仔水庫2012年6月至2015年5月期間各點(diǎn)位均值來看，庫區(qū)藍(lán)藻數(shù)量與篩選出的4個主要影響因子氮磷比、葉綠素a、透明度、pH密切相關(guān)，結(jié)果如圖2所示。

許多學(xué)者研究了不同水體中藍(lán)藻水華和水質(zhì)影響因子間的關(guān)系，并作出了不同解釋。但多年來，基本觀點(diǎn)都認(rèn)同氮、磷營養(yǎng)元素在藍(lán)藻生長中所起的關(guān)鍵作用。國際經(jīng)合組織(OECD)大量研究表明，磷為惟一主導(dǎo)因子的水體占80%，氮為主導(dǎo)因子的占11％，其余9％的水體為氮和磷共同起作用[10]。而現(xiàn)在越來越多學(xué)者認(rèn)為氮磷比與藻類的生長有更直接的關(guān)系，藻類正常代謝所需的氮磷比為7，當(dāng)?shù)妆却笥?時，磷是可能的限制性營養(yǎng)鹽；當(dāng)?shù)妆刃∮?時，則氮可能是限制性營養(yǎng)鹽[11]。本次研究比對篩選出氮磷比是山仔水庫藍(lán)藻水華的主要影響因子，從圖2可以看出，藍(lán)藻數(shù)量與氮磷比呈明顯的相反走勢。據(jù)各點(diǎn)位均值統(tǒng)計，監(jiān)測期間山仔水庫氮磷比變化范圍為4.1~43.6之間，36次監(jiān)測中，氮磷比大于7的有33次，占監(jiān)測總數(shù)的92%，可見山仔水庫是典型的磷限制性水體。

葉綠素a是表征浮游植物生物量最常用的指標(biāo)之一, 是藻類細(xì)胞的重要組成成分。葉綠素含量高低與水體中藻類的種類、數(shù)量等密切相關(guān)。圖2顯示，山仔水庫葉綠素a與藍(lán)藻細(xì)胞數(shù)量存在明顯趨同走勢，葉綠素a最高值出現(xiàn)在2012年7月，達(dá)到46.4mg/m3，最低值出現(xiàn)在2013年1月，僅為2.5mg/m3。這與藍(lán)藻生長規(guī)律一致，一般表現(xiàn)為夏季最高，冬季較低。

水體的透明度和懸浮物是影響水柱透光深度的主要控制因素，透明度低將導(dǎo)致水中光照不足，使水中的藻類沒有充足的能量來充分利用水中的養(yǎng)分，進(jìn)而影響藻類的生長數(shù)量和種群的演替。圖2顯示，山仔水庫藍(lán)藻數(shù)量與透明度呈明顯相反走勢，藍(lán)藻數(shù)量增多帶來透明度降低，而透明度持續(xù)過低又可能反向制約藻類生長，成為藍(lán)藻水華的主控因子。

有研究表明，水體pH值偏堿性有利于水華發(fā)生[12]。監(jiān)測期間山仔水庫pH平均值為8.34，適宜藍(lán)藻生長，如圖2所示，藍(lán)藻數(shù)量與pH值成正向相關(guān)，pH接近9的月份更容易發(fā)生藍(lán)藻水華。

圖 2 2012-2015年山仔水庫庫區(qū)藍(lán)藻與最相關(guān)因子趨勢變化圖

利用回歸方程計算所得的ln藍(lán)藻與2012—2015年監(jiān)測期間實(shí)測值進(jìn)行比對，得到預(yù)測值與實(shí)測值線性方程如下（R2=0.5928）：

=0.5877+5.5471

從藍(lán)藻實(shí)測值與預(yù)測值比對圖來看（圖3），兩者變化趨勢一致，說明模型在預(yù)測藍(lán)藻水華大周期上具有指示作用。但是預(yù)測模型在藍(lán)藻數(shù)量驟升驟降時表現(xiàn)出反應(yīng)靈敏度不足，對夏季藍(lán)藻高峰期的預(yù)測存在一定缺陷。究其原因，山仔水庫作為開放性水域，水域面積大，受水流、風(fēng)速等環(huán)境因素以及周邊生活區(qū)居民活動影響，使水質(zhì)營養(yǎng)狀態(tài)經(jīng)常處在變化之中，因而誘發(fā)藍(lán)藻水華發(fā)生的條件也可能不斷變化，尤其是夏季水華爆發(fā)期間，水體理化性質(zhì)更為復(fù)雜。對其進(jìn)行較準(zhǔn)確的預(yù)測，仍有待長期的連續(xù)觀測和相關(guān)數(shù)據(jù)的積累，從而優(yōu)化、提高預(yù)測模型的準(zhǔn)度和精度。

圖 3 藍(lán)藻實(shí)測值與預(yù)測值比對

3 結(jié)論

3.1 對山仔水庫2012年6月至2015年5月期間5個點(diǎn)位的監(jiān)測數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，相關(guān)性分析結(jié)果表明，ln藍(lán)藻細(xì)胞密度與pH、水溫、高錳酸鹽指數(shù)、葉綠素a濃度、總磷、溶解氧呈顯著正相關(guān)（P＜0.01），與氨氮呈正相關(guān)（P＜0.05），與透明度、氮磷比呈顯著負(fù)相關(guān)（P＜0.01），與可溶性正磷酸鹽、總氮、硝酸鹽氮相關(guān)不顯著。

3.2 對監(jiān)測數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，提取了4個影響水體富營養(yǎng)化的主成分。F1為第一主成分，其中pH、總磷、透明度、高錳酸鹽指數(shù)、氮磷比荷載較大，考慮到總磷、氮磷比同時作為關(guān)鍵因子出現(xiàn)，推測磷源可能是山仔水庫富營養(yǎng)化的主要限制因子。F2中，水溫、總氮、硝酸鹽氮荷載較大，反映出氮源是山仔水庫水質(zhì)變化的主要影響因子。F3中，溶解氧荷載較大。F4中，氨氮、葉綠素a荷載較大。

3.3 建立ln藍(lán)藻與F1的主成分模型。通過ln藍(lán)藻與F1、F2、F3、F4的相關(guān)性分析得知，藍(lán)藻與F1相關(guān)性最大，與F2相關(guān)不顯著，由于F1中，總磷和氮磷比為相關(guān)性最密切因子，F(xiàn)2中，總氮、硝酸鹽氮為相關(guān)性最密切因子，從中可間接推測出對比氮、磷源，磷元素才是山仔水庫藍(lán)藻水華爆發(fā)的潛在限制性因子。

3.4 在主成分分析基礎(chǔ)上，建立了ln藍(lán)藻和相關(guān)因子的多元線性回歸方程，簡單明了地確定出與藍(lán)藻水華關(guān)系最密切的4個因子，分別是：pH、透明度、氮磷比和葉綠素a。對回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示預(yù)測值與實(shí)測值趨勢一致，表明結(jié)合主成分分析和多元線性回歸分析法，能更好地找到山仔水庫藍(lán)藻水華的關(guān)鍵因子，更合理地預(yù)測水華發(fā)生規(guī)律。但鑒于山仔水庫所處地形使藻類分布受水流、風(fēng)速等環(huán)境影響很大，容易聚集在個別點(diǎn)位，造成某點(diǎn)位藻細(xì)胞密度驟然增大；同時山仔水庫庫區(qū)水體環(huán)境除了受所選因子的影響外，還可能受其他未入選因素的影響，本次研究受條件限制未能做更多分析。所以本次模型預(yù)測仍然存在一定的局限性，還需要獲取更長周期、更多因子的監(jiān)測結(jié)果，進(jìn)一步優(yōu)化模型以提高預(yù)測準(zhǔn)度和精度。

[1] Thebault J M. Simulation of a mesotrophic reservoir (Lake Pareloup) over a long period(1983-1998) using ASTER 2000 biological model[J]. Water Research, 2004,38(2):393-403.

[2] Fabbro L D, Duivenvoorden L J.A two-part model linking multidimensional environmental gradients and seasonal succession of phytoplankton assemblages[J]. Hydrobiologia, 2000,438:13-24.

[3] 王兆群,張寧紅,張詠.洪澤湖藻類與環(huán)境因子逐步回歸統(tǒng)計和藍(lán)藻水華初步預(yù)測[J]. 中國環(huán)境監(jiān)測,2012,28(4):17-20.

[4] 賈振睿,孫力平,鐘遠(yuǎn),等.天津水上公園景觀湖葉綠素a與水質(zhì)因子的主成分線性多元回歸分析[J]. 生態(tài)科學(xué), 2015,34(4):125-130.

[5] 聶馥霖.淺談統(tǒng)計綜合評價中主成分分析法的應(yīng)用[J]. 陜西綜合經(jīng)濟(jì), 2007(5): 46?48.

[6]黃詳飛,陳偉民,蔡啟銘. 湖泊生態(tài)調(diào)查觀測與分析[M]. 北京: 中國標(biāo)準(zhǔn)出版社,1999.

[7] 國家環(huán)境保護(hù)總局. 水和廢水監(jiān)測分析方法[M]. 4版. 北京: 中國環(huán)境科學(xué)出版社,2002.

[8] 王群妹,梁雪春.基于主成分分析的水質(zhì)評價研究[J].水資源與水工程學(xué)報,2010,21(6): 140?154.

[9] 于海燕,周斌,胡尊英,等.生物監(jiān)測中葉綠素a濃度與藻類密度的關(guān)聯(lián)性研究[J].中國環(huán)境監(jiān)測,2009,25(6):40-43.

[10] 謝允田,魏民,呂軍,等.南湖葉綠素a含量與湖水理化性質(zhì)的多元分析[J].東北水利水電,1999(1):43-45.

[11] 翁笑艷.山仔水庫葉綠素a與環(huán)境因子的相關(guān)分析及富營養(yǎng)化評價[J].干旱環(huán)境監(jiān)測,2006,20(2):73-78.

[12] 黃鈺鈴,紀(jì)道斌,陳明曦,等.水體pH值對藍(lán)藻水華生消的影響[J].人民長江,2008,39(2): 63-65.

福建省科技廳社會發(fā)展重點(diǎn)項(xiàng)目（2012Y0023）。