文威 李雙雙 馮桃輝 彭祺

摘要：在漢江下游開(kāi)展浮游生物調(diào)查，構(gòu)建浮游生物完整性指數(shù)進(jìn)行健康評(píng)估，為中下游流域環(huán)境管理提供科學(xué)依據(jù)。2020年春秋兩季在漢江干流雅口-興隆河段開(kāi)展了2次浮游植物與浮游動(dòng)物調(diào)查，并采用基于因子分析的生物完整性指數(shù)，對(duì)調(diào)查河段開(kāi)展浮游生物生態(tài)完整性評(píng)價(jià)。研究結(jié)果顯示：2次調(diào)查共檢出浮游植物6門95種（屬）。春秋兩季調(diào)查區(qū)水體中干流浮游植物的平均密度分別為616×104 個(gè)/L和803×104 ?個(gè)/L，平均生物量分別為1.26 mg/L和1.63 mg/L；2次調(diào)查共檢出浮游動(dòng)物37屬62種，以原生動(dòng)物和輪蟲(chóng)為主，浮游動(dòng)物平均密度為1 036 個(gè)/L和1 791 個(gè)/L，平均生物量分別為0.91 mg/L和1.40 mg/L。調(diào)查河段各采樣點(diǎn)之間浮游動(dòng)植物密度相差不大，但是不同季節(jié)浮游動(dòng)植物生物量則存在明顯差異。采用因子分析篩選了4個(gè)公因子（累積解釋率65%）。進(jìn)一步辨析4個(gè)公因子的生態(tài)意義，第一公因子主要反映浮游生物生物總量以及浮游動(dòng)植物比例關(guān)系，其余3個(gè)公因子依次反映浮游植物群落多樣性、浮游植物群落豐富度、群落生境流態(tài)。總因子得分表明調(diào)查河段秋季生態(tài)狀況優(yōu)于春季，不同公因子得分從不同的角度反映了調(diào)查河段不同季節(jié)與位置水生態(tài)狀況的差異，進(jìn)一步結(jié)合漢江流域生態(tài)特征，表明該方法能夠較好地應(yīng)用于調(diào)查河段。

關(guān)鍵詞： 浮游植物，浮游動(dòng)物，生物完整性，漢江

中圖分類號(hào)：Q179.1 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ? ? ?文章編號(hào)：1674-3075（2023）04-0085-07

一直以來(lái)，水生態(tài)評(píng)價(jià)趨向于從生物角度構(gòu)建評(píng)價(jià)體系，其中生物完整性指數(shù)（index of biological intyegriby，IBI）是目前使用最為廣泛的方法之一。浮游植物和浮游動(dòng)物是水體最重要的2類水生生物類群。浮游植物作為河流生態(tài)系統(tǒng)的主要初級(jí)生產(chǎn)者，對(duì)生態(tài)系統(tǒng)的物質(zhì)循環(huán)和能量流動(dòng)有著重要影響，浮游動(dòng)物是初級(jí)生產(chǎn)者和更高營(yíng)養(yǎng)級(jí)之間的關(guān)鍵聯(lián)系，在水域食物網(wǎng)中占據(jù)中心位置（Doubek et al，2019；Wang et al，2021），是食物網(wǎng)營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)轉(zhuǎn)移中必不可少的環(huán)節(jié)，可以表征河流、水庫(kù)、湖泊等水體生態(tài)狀態(tài)（Jeppesen et al，2011）。鑒于浮游植物和浮游動(dòng)物對(duì)生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)和功能具有重要調(diào)控作用，近年來(lái)其生物落特征及演替規(guī)律受到廣泛關(guān)注，但相對(duì)于魚(yú)類而言，基于浮游生物的評(píng)價(jià)工作較少。國(guó)內(nèi)已開(kāi)展的工作主要包括太湖流域基于浮游動(dòng)植物的生態(tài)完整性評(píng)價(jià)（蔡琨等，2016；陳宇飛等，2022），以及對(duì)飲用水源地水庫(kù)開(kāi)展的浮游生物完整性評(píng)價(jià)（沈強(qiáng)等，2012；胡俊等，2019）。

漢江中下游河段基本處中低污染狀態(tài)（馬京久等，2020；杜紅春等，2021；余業(yè)鑫等，2022）。隨著“南水北調(diào)”中線工程、“引江濟(jì)漢”工程以及梯級(jí)電站的建設(shè)，漢江中下游的水文情勢(shì)逐漸發(fā)生了改變，相應(yīng)地水生態(tài)環(huán)境也發(fā)生了較大變化，并可能引起新的水環(huán)境、水生態(tài)問(wèn)題。目前，漢江的研究工作多圍繞水環(huán)境展開(kāi)，或結(jié)合水生生物與水質(zhì)對(duì)水生態(tài)環(huán)境進(jìn)行評(píng)價(jià)（鄭繼利 2019；馬京久等，2020；杜紅春等，2021；余業(yè)鑫等，2022）；硅藻水華問(wèn)題也一直受到廣泛關(guān)注（殷大聰?shù)龋?017； 李建等，2022）。

本研究引入浮游動(dòng)物，與浮游植物共同作為目標(biāo)生物，以漢江下游在建的碾盤山樞紐為中點(diǎn)的上下游河段為研究區(qū)域，開(kāi)展浮游植物、浮游動(dòng)物等水生態(tài)調(diào)查，并構(gòu)建浮游生物完整性指數(shù)開(kāi)展健康評(píng)估，旨在為漢江下游水質(zhì)評(píng)估、預(yù)測(cè)和漢江中下游流域環(huán)境管理提供依據(jù)。

1 ? 研究區(qū)域和方法

1.1 ? 調(diào)查區(qū)域和調(diào)查時(shí)間

調(diào)查河段位于雅口水利水電樞紐工程（2022年建成運(yùn)行）壩址至興隆水利水電樞紐工程壩下河段（圖1），該河段主要匯入支流為蠻河和俐河，碾盤山水利水電樞紐工程位于該河段中間，是漢江中下游干流梯級(jí)規(guī)劃7級(jí)開(kāi)發(fā)方案中的第6級(jí)。調(diào)查時(shí)間為2020年春季 （5月）和秋季（11月）。

1.2 ? 采樣方法

定性樣品：浮游植物、原生動(dòng)物和輪蟲(chóng)定性樣品采用25號(hào)浮游生物網(wǎng)，枝角類和橈足類定性樣品采用13號(hào)浮游生物網(wǎng)，在表層至水下0.5 m深處以20～30 cm/s的速度作 “∞”形循回緩慢拖動(dòng) 1～3 min或在水中沿表層拖慮 1.5～5.0 m3水。

定量樣品：浮游植物、原生動(dòng)物和輪蟲(chóng)定量樣品采用采水器在不同水深采集1 L混合水樣。水樣采集之后，立即加固定液固定。對(duì)浮游植物、原生動(dòng)物和輪蟲(chóng)水樣，每升加入15 mL左右的魯哥氏液固定。枝角類和橈足類定量樣品采用25號(hào)浮游生物網(wǎng)過(guò)濾20 L混合水樣后定容至100 mL，然后加4～5 mL福爾馬林固定液。固定后，樣品帶回實(shí)驗(yàn)室保存。

從野外采集并經(jīng)固定的1 L水樣，帶回實(shí)驗(yàn)室進(jìn)一步濃縮定容至30 mL后進(jìn)行物種鑒定，100 mL的枝角類和橈足類定量樣品直接進(jìn)行物種鑒定。浮游生物所有類群物種均于顯微鏡下觀察鑒定到種或?qū)偎健?/p>

浮游植物密度采用視野法計(jì)數(shù)計(jì)算，生物量采用體積換算為生物量（濕重）方法。浮游動(dòng)物密度采用計(jì)數(shù)所獲得的個(gè)體數(shù)計(jì)算，而生物量采用體積法（原生動(dòng)物和輪蟲(chóng)）或體長(zhǎng)-體重（甲殼動(dòng)物）回歸計(jì)算。

1.3 ? 評(píng)價(jià)方法

鑒于不同生物群落具有較強(qiáng)的屬地特征，評(píng)價(jià)指標(biāo)主要根據(jù)國(guó)內(nèi)有關(guān)浮游植物、浮游動(dòng)物生物完整性研究實(shí)例（沈強(qiáng)等，2012；蔡琨等，2016；胡俊等，2019；陳宇飛等，2022）中評(píng)價(jià)參數(shù)進(jìn)行選取，共選擇了36個(gè)指標(biāo) （表 2） 。將指標(biāo)分為物種豐富度參數(shù)、群落結(jié)構(gòu)組成參數(shù)、營(yíng)養(yǎng)結(jié)構(gòu)參數(shù)3大類別（沈強(qiáng)等，2012）。評(píng)價(jià)方法上，由于9個(gè)采樣點(diǎn)位于漢江干流，缺少參照系，因而采用基于因子賦分的方式開(kāi)展生態(tài)完整性評(píng)價(jià)（胡俊等，2019）。

采用主成分分析法提取公因子，并使用最大方差法對(duì)因子載荷進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，便于公因子意義解析。因子得分采用回歸法計(jì)算。2次采樣數(shù)據(jù)共同納入分析，對(duì)不同季節(jié)和采樣點(diǎn)直接進(jìn)行因子得分比較。

2 ? 結(jié)果與分析

2.1 ? 種類組成

2次調(diào)查共檢出浮游植物6門95種（屬），硅藻門種類最多，為50種（屬），占比52.63%；其次為綠藻門28種（屬），占29.47%；再次為藍(lán)藻門11種（屬），占11.58%；甲藻門、隱藻門和裸藻門各2種（屬），分別占2.11%（圖2）。浮游植物常見(jiàn)種為顆粒直鏈藻最窄變種（Melosira granulata var.angustissima）、小環(huán)藻（Cyclotella sp.）、脆桿藻（Fragilaria sp.）、單角盤星藻（Pediastrum simplex）等。

調(diào)查共檢出浮游動(dòng)物37屬62種，以原生動(dòng)物和輪蟲(chóng)為主，原生動(dòng)物13屬 20種、占總種數(shù)的 32.26%，輪蟲(chóng) 12屬 24種、占總種數(shù)的 38.71%，枝角類 7屬 13種、占總種數(shù)的 20.97%，橈足類 5屬 5種，占總種數(shù)的 8.06%（圖2）。常見(jiàn)種為砂殼蟲(chóng)、游仆蟲(chóng)、鐘蟲(chóng)、 月型腔輪蟲(chóng) 、 長(zhǎng)額象鼻溞 、湯匙華哲水蚤及英勇劍水蚤。

2.2 ? 密度和生物量

通過(guò)調(diào)查，春季漢江干流浮游植物的平均密度為616×104 個(gè)/L，平均生物量為1.26 mg/L；秋季平均密度為803×104 個(gè)/L，平均生物量為1.63 mg/L。漢江干流春季浮游動(dòng)物的平均密度為1 036 個(gè)/L，平均生物量為0.91 mg/L；秋季平均密度為 1 791 個(gè)/L，平均生物量為1.40 mg/L。

興隆壩上采樣點(diǎn)浮游植物和浮游動(dòng)物的密度和生物量均略高于其他河段，但是總體來(lái)說(shuō)，干流各采樣點(diǎn)浮游動(dòng)植物密度和生物量差異不明顯。秋季浮游動(dòng)植物密度高于春季。

2.3 ? 因子分析

2.3.1 ? 公因子選取 ? 綜合考慮因子特征值，以及因子數(shù)量的易解釋性，并根據(jù)前期浮游植物候選指標(biāo)分類方式，共篩選了前4個(gè)累積方差解釋率為65%的公因子，4個(gè)因子所含信息占總信息的65%，各個(gè)指標(biāo)對(duì)應(yīng)因子載荷（factor loadings） 見(jiàn)表 3。

2.3.2 ? 因子的涵義 ? 對(duì)4個(gè)公因子的意義進(jìn)行辨析，可以看出F1～F4公因子表征的生態(tài)學(xué)意義較明顯。

公因子1（F1）：F1的方差解釋率高達(dá)26.77%，遠(yuǎn)高于其他因子，反映了調(diào)查區(qū)域最主要的生態(tài)系統(tǒng)特征。F1主要與浮游動(dòng)物的總密度、浮游動(dòng)物的總生物量、單個(gè)浮游藻類的平均體重、浮游藻類的細(xì)胞生物量、浮游藻類的細(xì)胞密度、浮游動(dòng)物中輪蟲(chóng)密度、浮游動(dòng)物中原生動(dòng)物密度、浮游動(dòng)物/浮游植物密度比、浮游動(dòng)物/浮游植物生物量比呈正相關(guān)關(guān)系。生物量越高則F1得分越高。

公因子2（F2）：方差解釋率為10%。該因子主要與浮游藻類的 Shannon-Wiener 指數(shù)、Pielou指數(shù)呈正相關(guān)，兩指標(biāo)因子載荷達(dá)到0.9以上。該因子分值越高，表明群落生物多樣性也越高。

公因子3（F3）：方差解釋率為9.7%。該因子主要是與浮游藻類的總種類數(shù)目、Margalef指數(shù)成正相關(guān)。表明該因子反應(yīng)了浮游植物群落豐富度的狀況。

公因子4（F4）：方差解釋率為9%。該因子主要是與硅藻門藻密度百分比成正相關(guān)，而與裸藻門藻密度百分比、綠藻門藻密度百分比成負(fù)相關(guān)。硅藻是典型河流藻類，而綠藻則更多喜見(jiàn)靜水水體（Pal et al，2014； Necchi，2016）。表明了水體處于流水狀態(tài)時(shí)，得分較高，而靜水狀態(tài)時(shí)得分較低，也反映了浮游生物群落所處的生境狀況。

2.3.3 ? 因子得分 ? 各因子得分基于回歸法計(jì)算并作圖，總因子得分（F-total）根據(jù)各單因子的匯總計(jì)算得出（圖 3） 。

2.3.4 ? 由于所有數(shù)據(jù)因子分析前已經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化，所以不同季節(jié)和采樣點(diǎn)的因子得分可以直接比較大小。從圖3可以看到，2次調(diào)查采樣點(diǎn)不同單因子得分各有差異。春季因子得分明顯低秋季因子得分。春季總因子得分排序是S1>S5>S8>S6>S7>S2>S9>S3>S4，因子得分范圍為-0.01～-0.47，所有因子得分均低于平均水平（<0）；而秋季總因子得分排序則是S1>S8>S7>S2>S5>S3>S6>S4>S9，因子得分范圍是0.65～-0.24。

3 ? 討論

3.1 ? 基于因子評(píng)價(jià)的水生態(tài)狀況

通過(guò)因子分析，綜合了36個(gè)IBI指標(biāo)的信息，并采用4個(gè)公因子表示。在辨析各單因子意義后，各因子得分及總因子得分相較于單純計(jì)算水域浮游動(dòng)物密度、生物量、多樣性指數(shù)等多個(gè)生物指數(shù)能夠涵蓋更多信息，更好地反映水域的生態(tài)健康狀況。

從時(shí)間上看，除了S9以外，秋季所有采樣點(diǎn)總因子得分均高于0，即大于平均水平，而春季所有因子得分均小于0。這表明調(diào)查河段春秋兩季差別很大，秋季生態(tài)狀況明顯優(yōu)于春季，這也符合浮游植物、浮游動(dòng)物群落組成具有明顯的季節(jié)差異規(guī)律。此次研究中，調(diào)查河段在春秋兩季的浮游植物的種類組成以硅藻門和綠藻門為主，與已有的漢江調(diào)查結(jié)果較為類似（買占等，2020；余業(yè)鑫等，2022）。

從空間上來(lái)看，F(xiàn)1因子在秋季得分明顯高于春季，與直接比較春秋兩季浮游生物種類、密度的結(jié)果一致，即春季浮游植物/動(dòng)物的種類、密度明顯低于秋節(jié)。不過(guò)同一時(shí)期內(nèi)，各采樣點(diǎn)F1分值差距不大，表明調(diào)查區(qū)域整體生態(tài)狀況在同一季節(jié)空間差異并不明顯。F2因子表征浮游植物群落的多樣性，其因子得分在采樣S2～S5較低，表征了這些區(qū)域較低的生物多樣性；尤其是S2和S4因子得為負(fù)分，表明其低于整個(gè)河段的平均水平。這可能與匯入漢江下游的支流浰河、蠻河有關(guān)。浰河和蠻河污染十分嚴(yán)重，水體中含有大量生活污水和工業(yè)污水，直接影響了匯入口以下江段的水質(zhì)狀況。F3因子表征了調(diào)查江段中浮游植物群落豐富度的程度，可以看到S1、S3、S4得分較高，而S6～S8得分較低，春秋兩季得分大部分都低于平均水平，說(shuō)明該區(qū)域浮游植物豐富度明顯降低。S8是興隆壩上最后一個(gè)采樣點(diǎn)，興隆樞紐蓄水形成較長(zhǎng)的靜水區(qū)域，導(dǎo)致浮游植物種類趨于單一。F4表明了河段生境狀況。S3、S4以及S6～S9較低的分值正好反映了該區(qū)大壩阻隔的情況。如S3、S4正處于碾盤上壩施工范圍，而興隆大壩正好處于S8和S9之間，這些區(qū)域都水流較緩水域甚至靜水區(qū)域（興隆壩前）。

3.2 ? 關(guān)鍵指標(biāo)的合理性分析

由于漢江硅藻水華引起廣泛關(guān)注，因此在漢江流域中的健康評(píng)價(jià)工作中，有關(guān)漢江中下游的浮游植物及水質(zhì)評(píng)價(jià)工作一直較多，但多集中于浮游植物群落結(jié)構(gòu)及其與水質(zhì)的關(guān)系（杜紅春等，2021）。本研究主要以浮游植物和浮游動(dòng)物為對(duì)象，采用因子得分方法直接分析調(diào)查河段的整體生態(tài)狀況。該方法既可通過(guò)總因子得分了解調(diào)查區(qū)域的整體狀況，也可通過(guò)單獨(dú)因子得分進(jìn)行更加精細(xì)的分析，從而比較出不同時(shí)期和不同站位的差異（胡俊等，2019）。本研究中，4個(gè)公因子較為合理地反映了整體的狀況。其中，F(xiàn)2因子和F3因子直接反映了生物多樣性與物種豐富度，結(jié)果直觀易理解，而F1因子和F4因子則反映了多樣性指數(shù)、種類密度等不能反映的信息。

F1因子的解釋率最高，一定程度上決定了整個(gè)評(píng)價(jià)結(jié)果的合理性。從因子載荷來(lái)看，F(xiàn)1與河段中浮游動(dòng)植物生物量密切相關(guān)。研究表明浮游植物生物量過(guò)高，往往說(shuō)明水體正處于富營(yíng)養(yǎng)化階段（馬健榮等，2013；黃丹等，2014），水體有水華暴發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)。但是值得注意的是，單個(gè)浮游藻類的平均質(zhì)量和浮游動(dòng)物/ 浮游植物密度比與F1呈正相關(guān)關(guān)系，表明它們?cè)诠蜃覨1上的也非常重要。單個(gè)浮游藻類的平均質(zhì)量值越大，F(xiàn)1得分越高，這說(shuō)明浮游植物中須以大型藻類為主，避免藍(lán)藻等藻類占優(yōu)勢(shì)，本研究2次調(diào)查時(shí)間分別是5月和11月，均不在硅藻水華易暴發(fā)時(shí)段。而浮游動(dòng)物/浮游植物密度比越高，F(xiàn)1得分越高，則強(qiáng)調(diào)了浮游動(dòng)物和浮游植物之間平衡的關(guān)系，即浮游植物增多時(shí)，浮游動(dòng)物數(shù)量也必須相應(yīng)增多。事實(shí)上，水體中優(yōu)勢(shì)的浮游動(dòng)物對(duì)生物操縱的成敗具有決定性作用，大型浮游動(dòng)物不僅有較強(qiáng)的藻類濾食率和較廣的藻類捕食范圍（Lampert et al，1986），還能通過(guò)下行作用對(duì)浮游植物起到抑制作用（郭匿春 2007），從而防止水華暴發(fā)（馬健榮等，2013）。

此外，F(xiàn)1與枝角類、橈足類在總浮游動(dòng)物中的密度比呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，盡管載荷系數(shù)較低，但反映了水體中浮游動(dòng)物中枝角類、橈足類密度較低時(shí)，因子得分較低的變化趨勢(shì)。生態(tài)學(xué)原理顯示穩(wěn)定的生物群落受到外界干擾時(shí)，r選擇物種在數(shù)量和生物量方面成為主導(dǎo)，例如浮游植物在富營(yíng)養(yǎng)化過(guò)程中，主要從體積質(zhì)量較大的硅藻向體積質(zhì)量較小的藍(lán)綠藻演變，浮游動(dòng)物也從甲殼類為主向輪蟲(chóng)和原生動(dòng)物為主演變（韓德舉等，1996；劉靜等，2004；王穎等，2014）。

公因子4（F4）表明了水體處于流水狀態(tài)時(shí)，得分較高，而靜水狀態(tài)時(shí)得分較低，表征了浮游生物群落所處的生境狀況。從表 3也可以看到，F(xiàn)4與枝角類、橈足類和輪蟲(chóng)等浮游動(dòng)物種類、密度呈負(fù)相關(guān)。一般情況下，水流較快的水體，水力滯留時(shí)間越短，對(duì)浮游動(dòng)物的影響越高，其損失也越高（洪松和陳靜生，2002；胡旭仁 ，2017；Doubek et al，2019）。所以，通過(guò)進(jìn)一步分析F1和F4，能夠揭示出更多的常規(guī)種類密度，甚至多樣性指數(shù)等指標(biāo)揭示不了的信息，有助更好地開(kāi)展評(píng)價(jià)，辨析生態(tài)問(wèn)題。

3.3 ? 河流中浮游生物完整性評(píng)價(jià)的應(yīng)用

國(guó)內(nèi)生物完整性評(píng)價(jià)中采用浮游動(dòng)物/植物的工作較少，主要原因與浮游生物的特殊性有關(guān)。浮游生物個(gè)體生活周期短，種群密度受外部環(huán)境影響變化大。這種變化雖然能密切反映與水質(zhì)、水環(huán)境的關(guān)系，但這種高度的變化狀態(tài)給分析帶來(lái)了不少困難。

目前，在方法報(bào)道上有采用參照點(diǎn)開(kāi)展評(píng)價(jià)（Lacouture et al，2006；沈強(qiáng)等，2012；蔡琨等，2016；陳宇飛等，2022），也有采用直接評(píng)價(jià)法開(kāi)展評(píng)價(jià)（胡俊等，2019），但評(píng)價(jià)指標(biāo)類型都是一致的，也與國(guó)外有關(guān)研究中采用的指標(biāo)相同。參照點(diǎn)的選取是開(kāi)展水質(zhì)生物評(píng)價(jià)的基準(zhǔn)，其直接影響最終生物完整性指數(shù)的核心參數(shù)和評(píng)價(jià)結(jié)果，不同地區(qū)的參照系統(tǒng)標(biāo)準(zhǔn)是有差異的（Stoddard et al，2006；蔡琨等，2016）。采用因子法無(wú)須人為指定參照系，可以比較不同樣點(diǎn)之間的完整性差異，但比較的結(jié)果只能以研究區(qū)域平均水平為水平點(diǎn)。在本項(xiàng)目中，公因子較好地反映了河段的生態(tài)狀況，除了用公因子直接賦分外，這公因子中的關(guān)鍵指標(biāo)（高載荷權(quán)重指標(biāo)），也可以簡(jiǎn)單地作為評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，更好地為管理提供支撐。

參考文獻(xiàn)

余業(yè)鑫，李艷， 向羅京，等，2022. 漢江下游干支流浮游植物群落特征及其對(duì)水質(zhì)的指示評(píng)價(jià)[J]. 中國(guó)環(huán)境監(jiān)測(cè)， 38（1）： 124-135.

劉靜，杜桂森，劉曉端，等，2004. 密云水庫(kù)的浮游生物群落[J]. 西北植物學(xué)報(bào)，（8）： 1485-1488.

李建，尹煒，賈海燕，等，2022. 漢江中下游水華防控生態(tài)調(diào)度研究[J]. 湖泊科學(xué)，34（3）： 740-751.

杜紅春，王曉寧，吳虎，等，2021. 漢江中下游浮游植物群落結(jié)構(gòu)、功能群特征及水質(zhì)評(píng)價(jià) [J].長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境， 30（8）： 1839-1847.

殷大聰，尹正杰，楊春花，等，2017. 控制漢江中下游春季硅藻水華的關(guān)鍵水文閾值及調(diào)度策略[J]. 中國(guó)水利，（9）： 31-34.

沈強(qiáng)，俞建軍，陳暉，等，2012. 浮游生物完整性指數(shù)在浙江水源地水質(zhì)評(píng)價(jià)中的應(yīng)用[J]. 水生態(tài)學(xué)雜志，33（2）： 26-31.

洪松，陳靜生， 2002. 中國(guó)河流水生生物群落結(jié)構(gòu)特征探討 [J]. 水生生物學(xué)報(bào)， 26（3）： 295-305.

王穎，楊桂軍，秦伯強(qiáng)，等，2014. 太湖不同生態(tài)類型湖區(qū)浮游甲殼動(dòng)物群落結(jié)構(gòu)季節(jié)變化比較[J]. 湖泊科學(xué)， 26（5）： 743-750.

胡俊，沈強(qiáng)，陳明秀，等，2019. 基于因子分析的南灣水庫(kù)水源地浮游植物生物完整性評(píng)價(jià)[J]. 生態(tài)學(xué)報(bào)，39（10）： 3759-3769.

胡旭仁，2017. 鄱陽(yáng)湖子湖泊浮游動(dòng)物群落時(shí)空格局研究[D]. 南昌：南昌大學(xué).

蔡琨，秦春燕，李繼影，等，2016. 基于浮游植物生物完整性指數(shù)的湖泊生態(tài)系統(tǒng)評(píng)價(jià)——以2012年冬季太湖為例[J]. 生態(tài)學(xué)報(bào)，36（5）： 1431-1441.

鄭繼利，2019. 漢江中下游水生態(tài)環(huán)境演變情況研究[D].荊州：長(zhǎng)江大學(xué).

郭匿春，2007. 浮游動(dòng)物與藻類水華的控制[D].武漢：中國(guó)科學(xué)院水生生物研究所.

陳宇飛，嚴(yán)航，夏霆，等，2022. 基于浮游動(dòng)物生物完整性指數(shù)的太湖流域生態(tài)系統(tǒng)評(píng)價(jià)[J]. 南京工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），44（3）： 335-343，356.

韓德舉，吳生桂，鄒清，等，1996. 陸水水庫(kù)的浮游生物及營(yíng)養(yǎng)類型[J]. 湖泊科學(xué)，（4）： 351-358.

馬京久，陳燕飛，鄭繼利，等，2020. 漢江中下游浮游植物群落結(jié)構(gòu)特征及其影響因子分析[J]. 長(zhǎng)江大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），17（1）： 85-90，9.

馬健榮，鄧建明，秦伯強(qiáng)，等，2013. 湖泊藍(lán)藻水華發(fā)生機(jī)理研究進(jìn)展[J]. 生態(tài)學(xué)報(bào)，33（10）： 3020-3030.

黃丹，沈建忠，胡少迪，等，2014. 長(zhǎng)江天鵝洲故道浮游動(dòng)物群落結(jié)構(gòu)及水質(zhì)評(píng)價(jià)[J]. 長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境，23 （3）： 328-334.

Doubek J P， Carey C C， Lavender M， et al， 2019. Calanoid copepod zooplankton density is positively associated with water residence time across the continental United States[J]. PLoS ONE， 14（1）： e0209567.

Jeppesen E， N?ges P， Davidson T A， et al， 2011. Zooplankton as indicators in lakes： a scientific-based plea for including zooplankton in the ecological quality assessment of lakes according to the European Water Framework Directive （WFD）[J]. Hydrobiologia， 676（1）： 279-297.

Lacouture R V， Johnson J M， Buchanan C， et al， 2006. Phytoplankton index of biotic integrity for chesapeake bay and its tidal tributaries[J]. Estuaries and Coasts， 29（4）： 598-616.

Lampert W， Fleckner W， Rai H， et al， 1986. Phytoplankton control by grazing zooplankton： A study on the spring clear-water phase[J]. Limnology and Oceanography， 31（3）： 478-490.

Stoddard J L， Larsen D P， Hawkins C P， et al， 2006. Setting expectations for the ecological condition of streams： The concept of reference condition[J]. Ecological Applications， 16（4）： 1267-1276.

Wang X， Wang Z， Zhang X， et al， 2021. The distribution of zooplankton and the influencing environmental factors in the South Yellow Sea in the summer[J]. Marine Pollution Bulletin，167： 112279.

（責(zé)任編輯 ? 鄭金秀）

Ecological Health Assessment of the Middle and Lower

Hanjiang River Based on Plankton Integrity

WEN Wei1， ?LI Shuang‐shuang2， FENG Tao‐hui1， PENG Qi3

（1. Central-Southern Safety＆Environment Technology Institute Co.，Ltd.，Wuhan ? 430079， P.R. China;

2. Wuhan Environment Monitoring Center，Wuhan ? 430015， P.R. China;

3. Hubei Province Academy of Eco-Environmental Sciences

Environment Engineering Assessment Center>，Wuhan ? 430072， P.R. China）

Abstract： In this study， a survey of phytoplankton and zooplankton was carried out ?in the Yakou-Xinglong section of the main stem of Hanjiang River in May （spring） and November （autumn） 2020 along 9 sampling transects. Biological integrity indices of plankton were then developed and used to evaluate the ecological status of the river section using factor analysis. Our aim was to provide scientific data for predicting water quality and evaluating environmental management in the middle and lower reaches of the Hanjiang River basin. A total of 95 phytoplankton species （genera） ?from 6 phyla were identified during the two surveys. The average phytoplankton density and biomass were 616×104 cells/L and 1.26 mg/L in spring， and 803×104 cells/L and 1.63 mg/L in autumn. A total of 62 zooplankton species from 37 genera were identified， with dominance by protozoans and rotifers. The average zooplankton density and biomass were 1 036 ind/L and 0.91 mg/L in spring， and 1 791 ind/L and 1.40 mg/L in fall. There were no significant spatial differences in plankton density among the sampling sites， but there was an obvious seasonal difference in plankton biomass between spring and autumn. Four common factors were selected by factor analysis， with the cumulative explanation rate of 65%. The ecological significance of the four common factors was further analyzed and the results indicate that the first common factor primarily reflected the total plankton biomass and the relationship between the phytoplankton and zooplankton biomass. The other three factors reflected phytoplankton community diversity， phytoplankton richness and the flow pattern of habitat. The total factor scores show that the ecological status of the survey in autumn was better than in spring， and the scores of different common factors reflected differences in the aquatic ecology of different seasons and sites. ?In conclusion， factor analysis is a reliable method for predicting ecological conditions in Hanjiang River.

Key words：phytoplankton; zooplankton; biological integrity; Hanjiang River