北京市北环水系富营养化因子分析

应用生态学报l6卷蒸发量l833mm．主要补水水源来自官厅水库，从2000年至今，连续3年因水体富营养化爆发水华．根据OECD提出的营养类别界定系统，研究区水体富营养化状态如图l所示．团城湖、麦钟桥、三家店为中营养断商；高井南海、中海、筒子河为富营养断面；中海入口、西海、前海、后海、北海、松林闸、罗道庄、亮马河为超营养断面．10o总磷TP(ug·)图1研究区水体富营养化分类Fig．1Classifi(‘ationofeutrophicationinstudiedarPa．2．2研究方法选用2002年各水质监测断面T，PH，DO，CODMn，TP，NH．N，TN，Chla等指标的年平均数据，运用SPSS软件中的系统聚类法(hierarchicalcluster)中的Classif、．功能对数据进行分析一t8，由于指标数据之间方差相差太大，在标准正态变化处理原始数据后，用组间连接法测量各变量之间的距离．3结果与讨论3．1类型A因子分析据聚类分析结果，将研究区分为两种类型，类型A为永定河引水渠和京密引水渠的人工河道系统；类型B为北京“六海”人工湖泊系统．以2002年4～11月“永引”和“京密”引水渠(类型A)月水环境监测数据，应用SPSS统计软件的Factoranalysis功能对数据进行分析，经检验，叶绿素a含量与DH值、COD、总氮、总磷和氨氮极显著相关，如果直接用于分析，可能带来严重的共线性问题．表1为因子累积贡献率表，对于类型A，旋转后的特征值从大到小的次序排列，第一个主成分的特征根为3．397，它解释了总变异的42．5％；第二个主成分特征根为2．395，它解释了总变异的29．9％，第三个主成分特征根为0．891，小于1，说明该主成分的解释力度不如直接引入原变量大．因此只提取前两个主成分，经累计贡献率AP,-≥72·4％·这样从多维数据中获得了主要信息．表1因子的特征值、贡献率及累积贡献率Table1Latentroot,contributionrateandaccumulativerateoffactors类型主成分旋转前Norolated旋转后Rotat~tfu“p‘m特征值贡献率累积贡献率特征值贡献率累积贡献率Eigemalue(]onlributionCunmlati~PEigemalue(~onlributionCunmlalixPOfvamn(econtribution0f~arian(e(~mtribution(％)(％)(％)()l40705087050．87033974246442．4641l72221．530724001395299367240030．89lIll3883538Bl284231．5773l5772．62429l5729l5712．488276445922l226725l895434631362l5．13674356l8【)I2O0107435640．8l99l【)】83．457为了对每个公因子寻找适当的解释，继续采用方差最大化正交旋转放大各因子之间的差异，结果如图2所示．第一主成分为营养盐负荷TP和TN．NH．N，第二主成分为水体的生态环境特征T和DO；CODMn和Chla则介于两者之间．aT主成份2CODm-Component2Chla口aNHNTP口TN一主成份1Component1口PHaDO图2类型A旋转启载衙图Fig．2Com1)onentmatrixofIpeAafte~_roration．采用逐步回归方法建立引水渠河道的富营养化预测模型，自变量为TP、TN、COD、T、NH4．N，因变量为Chla，采用SPSS软件Regss分析中的sten，wise法，模型系数经71检验(表2)，满足统计学检验要求．类型A的预测模型为：Chla：0．004+0．05TP(R!=0．399)(1)据TP浓度，叮用公式(1)预N-II~京北环水系引水渠的富营养化水平；并进一步说明引水河道富营养化状态与TP浓度密切相关．3．2类型B因子分析“六海”人工湖泊系统水质监测数据经相关系数检验，其叶绿素a含量与DO、COD、Ill、总氮，总磷极显著相关，与DH值显著相关．按特征根从大到小的次序排列，第一个主成分的特征根为2．622，它解释维普资讯http://www.cqvip.com8期曾勇等：北京市北环水系富营养化因子分析了总变异的32．8％；第二个主成分特征根为1．911，它解释了总变异的23．9％，第三个主成分特征根为1．634，它解释了总变异的20．43％；第四个主成分虽然解释了总变异的8．6％，但它的特征根为0．69，小于1。因此只提取前3个主成分，经累计贡献率m’∑iAi≥74％，结果如表1所示．表2回归模型T检验Table2Ttestofregressmodel采用方差最大化的正交旋转方法