金 晶， 毛 星， 戴紅君， 劉 楊， 任 妮

(江蘇省農(nóng)業(yè)科學(xué)院信息中心，江蘇 南京 210014)

中華絨螯蟹(Eriocheirsinensis)，俗名大閘蟹，是中國淡水養(yǎng)殖的重要水產(chǎn)品種，因其風(fēng)味獨特、營養(yǎng)豐富而受到消費者的喜愛[1-2]。2020年全國中華絨螯蟹養(yǎng)殖面積超過6.7×105hm2，總產(chǎn)量達(dá)到7.8×105t[3-4]。中華絨螯蟹養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)已成為漁業(yè)養(yǎng)殖的重要收入來源，對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施具有積極意義[5]。中華絨螯蟹養(yǎng)殖對環(huán)境要求較高，在高密度養(yǎng)殖的背景下，投喂方式直接影響?zhàn)B殖對象的產(chǎn)量和品質(zhì)，并可能對養(yǎng)殖區(qū)域的生態(tài)環(huán)境造成威脅[6-7]。因此，明確中華絨螯蟹的飼料投喂對養(yǎng)殖水質(zhì)的影響，能夠降低養(yǎng)殖風(fēng)險，對水質(zhì)的及時調(diào)節(jié)和中華絨螯蟹的標(biāo)準(zhǔn)化、綠色化生產(chǎn)具有重要意義。

飼料投喂對中華絨螯蟹個體生長和養(yǎng)殖水體水質(zhì)有重要影響。目前，中華絨螯蟹養(yǎng)殖主要用雜魚、玉米、小麥、大豆和油餅等傳統(tǒng)飼料投喂[8]，但由于供應(yīng)不穩(wěn)定、營養(yǎng)不均衡、攜帶病原體等原因，這種投喂方式會引起池塘水質(zhì)惡化、中華絨螯蟹疾病暴發(fā)等嚴(yán)重問題[9-11]。當(dāng)投喂量不足時，中華絨螯蟹的生長受限，經(jīng)濟效益降低[12]；當(dāng)投喂量過高時，中華絨螯蟹無法全部攝食，殘留的餌料會腐敗變質(zhì)，造成水體污染和中華絨螯蟹生長受限等負(fù)面影響[13]。水溫、溶解氧質(zhì)量濃度、pH值等作為評價水體質(zhì)量的重要指標(biāo)[4]，對中華絨螯蟹養(yǎng)殖有重要影響。其中，針對溶解氧的研究最為廣泛，其與中華絨螯蟹生存和飼料利用息息相關(guān)[14-15]。也有研究關(guān)注葉綠素、pH值和水溫等其他參數(shù)[16-18]。另外，許多水質(zhì)參數(shù)之間存在相互作用[19]，例如氮、磷和有機質(zhì)的養(yǎng)分負(fù)荷量過多時，會增大需氧量和有毒代謝物濃度，導(dǎo)致溶解氧含量降低和水體富營養(yǎng)化[20]。

目前，已有研究者提出了基于溶解氧、pH值等參數(shù)的投喂策略[21-22]，分析了不同飼料配比對中華絨螯蟹生長的影響[10-11]，但關(guān)于投喂對水質(zhì)影響的研究相對較少。王海候等[6]分析了螺螄投喂量對中華絨螯蟹產(chǎn)量的影響，發(fā)現(xiàn)投喂量過多或過少均對中華絨螯蟹生長不利。針對對蝦養(yǎng)殖的研究則發(fā)現(xiàn)，過高的投喂頻率不但無法顯著提高對蝦的飼料利用效率，反而污染了水體環(huán)境[7]；饒毅等[23]認(rèn)為生物絮團(tuán)技術(shù)顯著改善了草魚養(yǎng)殖水質(zhì)。上述研究多是通過控制試驗的方法分析不同投喂策略、投喂頻率對養(yǎng)殖水質(zhì)的影響，但當(dāng)前中國的中華絨螯蟹養(yǎng)殖仍處在經(jīng)驗養(yǎng)殖階段，普通農(nóng)戶的投喂策略以經(jīng)驗判斷為主，實際生產(chǎn)環(huán)境下的飼料投喂對養(yǎng)殖水質(zhì)的影響尚不明晰。此外，中華絨螯蟹投喂行為對水質(zhì)的影響存在一定的滯后效應(yīng)，而現(xiàn)有研究大多未考慮滯后效應(yīng)。Gasparrini等[24]以廣義線性模型和廣義加法模型等傳統(tǒng)模型的思想為基礎(chǔ)，闡述了分布滯后非線性模型(Distributed lag non-linear models, DLNM)理論，適用于投喂與水質(zhì)變化之間的滯后效應(yīng)研究。

本研究基于2020年江蘇省宜興市高塍鎮(zhèn)中華絨螯蟹水產(chǎn)養(yǎng)殖試驗示范基地中2個試驗池塘的水質(zhì)、氣象和養(yǎng)殖投喂數(shù)據(jù)，在考慮滯后效應(yīng)的基礎(chǔ)上，采用分布滯后非線性模型，以溶解氧、pH值、氨氮等6個指標(biāo)表征養(yǎng)殖水質(zhì)情況，分析飼料投喂后養(yǎng)殖水質(zhì)變化，以探討實際生產(chǎn)環(huán)境下中華絨螯蟹飼料投喂量對養(yǎng)殖水質(zhì)的影響，為中華絨螯蟹養(yǎng)殖過程中水體環(huán)境的及時調(diào)節(jié)和中華絨螯蟹養(yǎng)殖產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供參考。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)采集

中華絨螯蟹是江蘇省宜興市的特色水產(chǎn)養(yǎng)殖品種，具有養(yǎng)殖面積大、產(chǎn)量高、效益好等特點。本研究所用數(shù)據(jù)采集自2020年江蘇省宜興市高塍鎮(zhèn)中華絨螯蟹水產(chǎn)養(yǎng)殖試驗示范基地的2個試驗池塘，分別由2個養(yǎng)殖戶經(jīng)營管理(圖1)，其中1號池塘面積為2.17 hm2，2號池塘面積為0.94 hm2。

蟹塘水質(zhì)數(shù)據(jù)來自池塘中布設(shè)的傳感器。在各池塘選取4個位置，取距離水底30 cm、60 cm和90 cm處作為布設(shè)點，每個池塘分別布設(shè)12個傳感器(圖1，表1)，用于監(jiān)測溶解氧質(zhì)量濃度、葉綠素質(zhì)量濃度、濁度、氨氮質(zhì)量濃度、水溫、pH和電導(dǎo)率。數(shù)據(jù)采集間隔時間為10 min，2020年中華絨螯蟹生長季數(shù)據(jù)量總計1 602 400條。氣象數(shù)據(jù)來源于試驗池塘附近建立的小型氣象站，用于監(jiān)測大氣溫度、大氣壓強、空氣濕度、雨量、太陽輻射、風(fēng)速和風(fēng)向，數(shù)據(jù)采集間隔時間為1 min，數(shù)據(jù)量總計481 456條。

中華絨螯蟹投喂數(shù)據(jù)為2個試驗池塘的養(yǎng)殖戶通過“與蟹同行”小程序上傳獲得，每條數(shù)據(jù)均有專業(yè)人員進(jìn)行人工審核，確保數(shù)據(jù)的可靠性。1號池塘共有201條投喂記錄，2號池塘共有207條投喂記錄，涉及投喂的飼料類型、投喂時間、投喂量、飼料的采購價格、采購渠道，以及人工審核情況。

1.2 數(shù)據(jù)融合與處理

由于投喂數(shù)據(jù)在采集時已進(jìn)行人工審核，因此數(shù)據(jù)清洗主要針對氣象和水質(zhì)數(shù)據(jù)。根據(jù)各類設(shè)備采集數(shù)據(jù)的參數(shù)范圍(表2)，判斷氣象觀測和水質(zhì)監(jiān)測時序數(shù)據(jù)中的異常值，并識別可能由于網(wǎng)絡(luò)波動、設(shè)備異常等原因?qū)е碌拈L時間數(shù)值唯一且異常的情況，將數(shù)據(jù)集中的異常值作為缺失值對待。由于水產(chǎn)傳感器的穩(wěn)定性較差，而水質(zhì)指標(biāo)往往受到氣象、投喂、增氧泵設(shè)備運轉(zhuǎn)等多種因素影響，直接對缺失值進(jìn)行填補可能會對模型結(jié)果帶來較大不確定性，因此研究中只選擇連續(xù)、沒有缺失的數(shù)據(jù)集進(jìn)行模型構(gòu)建。在后續(xù)研究中，氣象和水質(zhì)觀測數(shù)據(jù)均通過取平均值的方法統(tǒng)一至以天作為時間分辨率。

表2 傳感器和小型氣象站設(shè)備型號及參數(shù)

1.3 DLNM模型的構(gòu)建

選取溶解氧質(zhì)量濃度、葉綠素質(zhì)量濃度、濁度、氨氮質(zhì)量濃度、pH和電導(dǎo)率6個指標(biāo)表征水體環(huán)境情況，對每個池塘中12個傳感器監(jiān)測的每組水質(zhì)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行分析?？紤]到觀測的7個氣象因素之間可能存在多重共線性，且各水質(zhì)指標(biāo)并非均與所有氣象因素相關(guān)，為了保證DLNM模型構(gòu)建時參數(shù)選擇的合理性，先建立各水質(zhì)參數(shù)與氣象因素的最小二乘線性回歸模型，即：

yindex=β1xtemperature+β2xpressure+β3xradiation+β4xwindspeed+β5xwinddirection+β6xprecipitation+β7xhumidity+β0+e

式中，yindex表示水質(zhì)參數(shù)，xtemperature表示大氣溫度，xpressure表示氣壓，xradiation表示太陽輻射，xwindspeed表示風(fēng)速，xwinddirection表示風(fēng)向，xprecipitation表示雨量，xhumidity表示大氣濕度，β0～β7表示回歸參數(shù)，e表示殘差。

通過逐步回歸方法，基于AIC準(zhǔn)則選取氣象因素組合，并基于方差膨脹系數(shù)進(jìn)行共線性檢驗，確保方差膨脹系數(shù)小于10，在排除多重共線性的同時保證模型具有較好的解釋性，進(jìn)而確定引入各個DLNM模型的氣象指標(biāo)。

在DLNM模型構(gòu)建中，根據(jù)已有研究結(jié)果，投喂量數(shù)據(jù)的基函數(shù)選擇自然樣條函數(shù)，滯后維度的基函數(shù)選擇多項式函數(shù)，氣象參數(shù)選用自由度為3的自然樣條函數(shù)進(jìn)行擬合[25-26]。通過分別擬合7～40期不同滯后天數(shù)的DLNM模型并計算改進(jìn)的赤池信息準(zhǔn)則(Quasi-Akaike information criterion，QAIC)和改進(jìn)的貝葉斯信息準(zhǔn)則(Quasi-Bayesian information criterion，QBIC)2個指標(biāo)，選擇其中指標(biāo)值最小時所對應(yīng)的滯后期作為DLNM模型的最大滯后天數(shù)。以溶解氧參數(shù)為例，基本模型如下：

yDissolve_oxgen_t=α+β1Feedt,l+ns(Humidity,3)+ns(Temperature,3)+ns(Pressure,3)+ns(WindSpeed,3)+ns(WindDirection,3)+ns(Radiation,3)

式中，t表示觀察時間(d),yDissolve_oxgen_t是當(dāng)日的溶解氧監(jiān)測數(shù)值，α是模型截距項，β1為日投喂量的交叉矩陣系數(shù)，F(xiàn)eedt,l為利用每日投喂量建立的交叉基，ns為自然樣條，3為自由度。氣象指標(biāo)為篩選出的與溶解氧相關(guān)且不存在多重共線性的變量。建模過程中，參考谷少華等[27]的方法，各DLNM模型均選取投喂量的中位數(shù)作為參考點，分別以投喂量的99%和1%分位數(shù)表征高和低投喂量情景。

數(shù)據(jù)的處理分析均在R 4.1.0環(huán)境下進(jìn)行。線性回歸分析基于lm程序包，廣義線性模型構(gòu)建基于glm程序包，DLNM模型構(gòu)建基于dlnm程序包[28]，時間序列數(shù)據(jù)的處理基于tseries和lubridate程序包。

2 結(jié)果與分析

2.1 氣象參數(shù)的選擇

根據(jù)最小二乘回歸模型擬合結(jié)果，選擇引入各水質(zhì)參數(shù)DLNM建模過程的氣象指標(biāo)(表3)。

表3 各水質(zhì)參數(shù)相關(guān)的氣象指標(biāo)

2.2 飼料投喂量對蟹塘水質(zhì)的影響

2.2.1 飼料投喂與DLNM建模數(shù)據(jù)概況 2020年生長季中，2個中華絨螯蟹養(yǎng)殖試驗池塘的主要投喂飼料類型包括冰魚、蛋白質(zhì)飼料和玉米，其中1號池塘全生長季3種飼料的投喂量占比分別為87.8%、9.0%和3.2%；2號池塘3種飼料投喂量占比分別為72.0%、23.2%和4.8%，另有少量的復(fù)合型益生菌。

在DLNM模型建模過程中，不同觀測點引入建模的數(shù)據(jù)量各不相同。每個池塘所觀測的6項水質(zhì)指標(biāo)共可生成21組數(shù)據(jù)。1號池塘分析用最小連續(xù)觀測量為55條，最大值為113條；2號池塘最小連續(xù)觀測量為63條，最大值為168條，符合大樣本要求。1號池塘日投喂量參考點為55 kg/hm2，99%分位點為120 kg/hm2，1%分位點為7 kg/hm2。2號池塘日投喂量參考點為64 kg/hm2，99%分位點為181 kg/hm2，1%分位點為9 kg/hm2。

2.2.2 飼料投喂量對蟹塘各水質(zhì)指標(biāo)變化的影響 由于各池塘0號點位中層(即0-2號觀測點)監(jiān)測了所有的水質(zhì)指標(biāo)，因此以該點對比分析各水質(zhì)指標(biāo)受投喂量的影響。對于溶解氧質(zhì)量濃度，1號池塘均值為7.96 mg/L，標(biāo)準(zhǔn)差為2.60 mg/L，DLNM模型滯后期為36 d；2號池塘溶解氧質(zhì)量濃度均值為7.66 mg/L，標(biāo)準(zhǔn)差為2.08 mg/L，滯后期為38 d，表明投喂量對溶解氧質(zhì)量濃度的影響具有長期滯后效應(yīng)(圖2)。在30階滯后情況下，相對于參考值，1號和2號池塘不同投喂量對于溶解氧質(zhì)量濃度的變化影響均不顯著(P>0.05)。當(dāng)1號池塘投喂量由參考值降為7 kg/hm2時，在22階滯后期使溶解氧質(zhì)量濃度升高了0.614 mg/L(95%置信區(qū)間：0.001～1.228 mg/L)，該正效應(yīng)持續(xù)至第25階，效應(yīng)值為0.498 mg/L(95%置信區(qū)間：0.024～0.972 mg/L)，其余滯后期不顯著。當(dāng)2號池塘投喂量由參考值降為9 kg/hm2時，在10～19階滯后具有使溶解氧質(zhì)量濃度降低的顯著負(fù)效應(yīng)，其中最大負(fù)效應(yīng)為-1.063 mg/L(95%置信區(qū)間：-1.917～-0.208 mg/L)，但在高投喂量情景下各滯后期效應(yīng)均不顯著。

陰影和虛線區(qū)間部分為95%置信區(qū)間。圖2 基于DLNM模型的各池塘0-2觀測點投喂量與溶解氧質(zhì)量濃度變化的滯后效應(yīng)Fig.2 Lag effects of feeding amount of feedstuff on the mass concentration variation of dissolved oxygen in each crab pond based on DLNM model at 0-2 observation point

對于pH值，1號池塘平均值為7.94，標(biāo)準(zhǔn)差為0.23；2號池塘平均值為8.40，標(biāo)準(zhǔn)差為0.48。在30階滯后情況下，相對于參考值，2號池塘僅在投喂量為65 kg/hm2及76～141 kg/hm2時對pH值變化的效應(yīng)不顯著，在其余投喂量下均有顯著負(fù)效應(yīng)(圖3)。對于2號池塘，低投喂量情景下滯后40 d的負(fù)效應(yīng)值最大，為-0.17(95%置信區(qū)間：-0.264～-0.076)；高投喂量情景下，滯后9～36 d均顯示出負(fù)效應(yīng)，最大負(fù)效應(yīng)為-0.096(95%置信區(qū)間：-0.159～-0.032)。1號池塘無論是在特定滯后期或是特定投喂量情景下效應(yīng)均不顯著。

陰影和虛線區(qū)間部分為95%置信區(qū)間。圖3 基于DLNM模型的各池塘0-2觀測點投喂量與pH值變化的滯后效應(yīng)Fig.3 Lag effects of feeding amount of feedstuff on the pH value in each crab pond based on DLNM model at 0-2 observation point

在高和低投喂量情景下，不同水質(zhì)參數(shù)對投喂的響應(yīng)模式不同(表4)。對于溶解氧質(zhì)量濃度，在高投喂量情景下，各池塘在全滯后期無顯著效應(yīng)；在低投喂量情景下，1號池塘在36期滯后中的4期(11.1%)具有顯著正效應(yīng)，2號池塘則在38期滯后中的10期(26.3%)具有顯著負(fù)效應(yīng)。對于pH值，2號池塘在2種情景下均呈現(xiàn)顯著負(fù)效應(yīng)。對于氨氮質(zhì)量濃度，1號池塘在高投喂量情景下出現(xiàn)5期顯著負(fù)效應(yīng)，在低投喂量情景下2個池塘均在部分滯后期表現(xiàn)為顯著正效應(yīng)，表明當(dāng)投喂量較低時，水體的氨氮質(zhì)量濃度相對于參考值有顯著上升。2號池塘水體濁度和電導(dǎo)率受投喂行為的影響相對明顯，高、低投喂量情景下分別有11期(32.4%)和15期(44.1%)使水體濁度顯著上升，分別有26期(66.7%)和14期(35.9%)使電導(dǎo)率顯著下降。2種情景下飼料投喂量對葉綠素質(zhì)量濃度變化均無顯著效應(yīng)。

表4 各池塘0-2觀測點水質(zhì)在高、低投喂量情景下的滯后效應(yīng)分析

由于在各池塘布設(shè)的12個觀測點均有對溶解氧質(zhì)量濃度的監(jiān)測，選用模型結(jié)果更顯著的2號池塘分析不同觀測點溶解氧質(zhì)量濃度在各投喂量下的滯后效應(yīng)(圖4)。1-3和3-3 2個觀測點模型結(jié)果均不顯著，無統(tǒng)計學(xué)意義。其余10個觀測點中，由于飼料投喂對溶解氧質(zhì)量濃度帶來的顯著正效應(yīng)較少，負(fù)效應(yīng)較多。當(dāng)投喂量降低至9 kg/hm2時，7個觀測點部分滯后期的溶解氧質(zhì)量濃度指標(biāo)呈顯著負(fù)效應(yīng)，且多出現(xiàn)在滯后期前中期(如0-1點)和后期(如3-1點)。其中，1-2號點位的10階滯后負(fù)效應(yīng)最大，使得溶解氧質(zhì)量濃度下降1.731 mg/L(95%置信區(qū)間：-2.647～-0.816 mg/L)。投喂量升高至181 kg/hm2時，9個觀測點部分滯后期的溶解氧質(zhì)量濃度指標(biāo)表現(xiàn)出顯著負(fù)效應(yīng)，該負(fù)效應(yīng)多出現(xiàn)在前期和后期(如0-1點)。其中，滯后期數(shù)最多的點位為0-1，在5～10期和30～38期共15期滯后，使溶解氧質(zhì)量濃度顯著降低。在所有觀測點中，2-2點位的4階滯后期使溶解氧質(zhì)量濃度下降的效應(yīng)最大，下降了1.781 mg/L(95%置信區(qū)間：-2.916～-0.647 mg/L)?？傮w而言，同一深度不同位置及同一位置不同深度的溶解氧質(zhì)量濃度滯后效應(yīng)模式也有所不同，變化趨勢沒有明顯規(guī)律。

陰影和虛線區(qū)間部分為95%置信區(qū)間。圖4 基于DLNM模型的2號池塘各觀測點投喂量與溶解氧質(zhì)量濃度變化的滯后效應(yīng)Fig.4 Lag effects of feeding amount of feedstuff on the mass concentration of dissolved oxygen in pond 2 based on DLNM model at each observation point

3 結(jié)論與討論

本研究采用分布滯后非線性模型，在考慮滯后效應(yīng)的基礎(chǔ)上，基于2020年宜興市中華絨螯蟹水產(chǎn)養(yǎng)殖試驗示范基地的2個試驗池塘數(shù)據(jù)，分析了生產(chǎn)環(huán)境下飼料投喂量對蟹塘水質(zhì)的影響。研究結(jié)果可為生產(chǎn)環(huán)境下蟹塘水質(zhì)的影響因素分析及水質(zhì)調(diào)節(jié)策略的及時制定提供支撐。

研究發(fā)現(xiàn)，在高、低兩種投喂量下，飼料投喂與蟹塘溶解氧質(zhì)量濃度、pH、氨氮質(zhì)量濃度、電導(dǎo)率、濁度的變化之間存在長期滯后效應(yīng)，但與葉綠素質(zhì)量濃度變化之間的關(guān)系不顯著。在高投喂量情景下，相對于參考值，總體表現(xiàn)出氨氮質(zhì)量濃度、電導(dǎo)率、pH值在部分滯后期顯著減少、濁度顯著上升的趨勢，其中溶解氧質(zhì)量濃度在75%的觀測點顯著減少，滯后期內(nèi)最大負(fù)效應(yīng)達(dá)-1.781 mg/L(95%置信區(qū)間：-2.916～-0.647 mg/L)。已有研究者指出，中華絨螯蟹飼料投喂量較高時，飼料無法充分利用，殘餌、糞便等使得水體濁度顯著上升，隨著有機物質(zhì)分解和中華絨螯蟹攝食行為的增加，耗氧量和二氧化碳的排放量有所增加，導(dǎo)致溶解氧質(zhì)量濃度和pH值顯著降低[13,20]，這與本研究結(jié)論相一致。1號池塘的氨氮質(zhì)量濃度和2號池塘的電導(dǎo)率在后期顯著減小，濁度在部分滯后期也表現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)，這可能是由于養(yǎng)殖戶在投喂量過大時會定期進(jìn)行池塘改底等措施。試驗池塘的用藥記錄顯示，在中華絨螯蟹養(yǎng)殖過程中會使用特效芽孢桿菌、底居安、碧水安等藥物降解水體中的有機物、氨氮等有害物質(zhì)，從而使池塘氨氮質(zhì)量濃度在投喂后15～20 d、電導(dǎo)率在投喂后30～40 d、濁度在投喂后26～31 d左右顯著下降。在低投喂量情景下，相對于參考值，氨氮質(zhì)量濃度和濁度在部分滯后期顯著增加，pH值顯著減小。這與餌料不足時，螃蟹為尋覓食物在池塘底部淤泥處大量活動有關(guān)[29]。另外，由于投喂量減少，殘餌量相對減少，因此2號池塘的電導(dǎo)率在多個滯后期呈顯著負(fù)效應(yīng)。1號池塘的溶解氧質(zhì)量濃度在部分滯后期顯著上升，但2號池塘在7個觀測點均出現(xiàn)對溶解氧質(zhì)量濃度的顯著負(fù)效應(yīng), 滯后期內(nèi)最大負(fù)效應(yīng)達(dá)-1.731 mg/L(95%置信區(qū)間：-2.647～-0.816 mg/L)；pH值的負(fù)效應(yīng)多出現(xiàn)在滯后的后期，在滯后期前期雖然估計效應(yīng)值并不顯著，但相比于高投喂量情景效應(yīng)值較小。這可能是由于投喂量減少后，前期溶解氧質(zhì)量濃度上升、pH值增高，養(yǎng)殖戶基于較好的水質(zhì)情況調(diào)整了投喂策略，增加了投喂量，使得后期又出現(xiàn)水質(zhì)下降的趨勢。

研究發(fā)現(xiàn)，同一深度不同位置及同一位置不同深度的溶解氧質(zhì)量濃度受投喂量影響的滯后效應(yīng)模式有所不同，多數(shù)觀測點滯后期在30 d以上。這與溶解氧在水體不同位置質(zhì)量濃度分布有所不同有關(guān)。現(xiàn)有研究結(jié)果表明，養(yǎng)殖池塘溶解氧質(zhì)量濃度受到多種生態(tài)因素影響，并在水體中呈現(xiàn)出三維分布特征[30-31]。具體表現(xiàn)為在池塘同一水平面上不同位置的溶解氧質(zhì)量濃度有所不同，在同一垂直面上不同水層的溶解氧質(zhì)量濃度也不同[4, 32]，這與本研究在不同觀測點觀測到的滯后效應(yīng)模式有所不同的結(jié)果相符合。

本研究結(jié)果可輔助生產(chǎn)環(huán)境下蟹塘水質(zhì)調(diào)節(jié)策略的制定。對于養(yǎng)殖戶，在投喂大量飼料后，宜著重關(guān)注投喂后5～10 d和20 d后的溶解氧質(zhì)量濃度下降情況，以及投喂9 d后的pH值下降情況；在投喂少量飼料后，宜關(guān)注投喂后8～12 d和30 d后的溶解氧質(zhì)量濃度下降情況、投喂后10～18 d pH值下降情況、投喂后10 d內(nèi)氨氮質(zhì)量濃度和投喂后5～20 d池塘濁度變化，及時通過開啟增氧泵設(shè)備、改變投喂策略、池塘改底等方式調(diào)節(jié)養(yǎng)殖水質(zhì)。本研究也存在一定的局限性，通過DLNM模型的構(gòu)建，可以給出投喂和水質(zhì)參數(shù)之間暴露-反應(yīng)關(guān)系的總結(jié)，但由于未報告各滯后期、投喂量對應(yīng)影響效應(yīng)的統(tǒng)計顯著性[28]，因此本研究采用了特定投喂量和滯后期進(jìn)行分析。另外，由于中華絨螯蟹養(yǎng)殖水質(zhì)受到氣象、生態(tài)、養(yǎng)殖經(jīng)驗、投喂、用藥等多方面影響，且同一池塘不同位置的水質(zhì)變化情況有所不同，未來還需要融合更多類型的數(shù)據(jù)并將其集成在分析過程中，進(jìn)一步明確蟹塘養(yǎng)殖水質(zhì)的復(fù)雜變化規(guī)律。