方 磊，劉 健，周 升，呂昊澤，陳錦輝，吳建輝，徐嘉楠，鄭躍平，張飲江，沈和定＊＊

(1:上海海洋大學(xué)水產(chǎn)與生命學(xué)院，上海201306)

(2:上海市長江口中華鱘自然保護(hù)區(qū)管理處，上海200092)

(3:浙江工商大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，杭州310018)

不同混養(yǎng)模式下中華鱘養(yǎng)殖池透明度變化及其影響因素*

方 磊1，劉 健2，周 升3，呂昊澤1，陳錦輝2，吳建輝2，徐嘉楠2，鄭躍平2，張飲江1，沈和定1＊＊

(1:上海海洋大學(xué)水產(chǎn)與生命學(xué)院，上海201306)

(2:上海市長江口中華鱘自然保護(hù)區(qū)管理處，上海200092)

(3:浙江工商大學(xué)統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院，杭州310018)

中華鱘與背角無齒蚌和鰱鳙混養(yǎng)的池水透明度(SD)對比試驗表明，1#池(對照)、2#池(掛養(yǎng)背角無齒蚌)、3#池(混養(yǎng)鰱鳙)透明度平均值分別為 11.92、16.45、17.45 cm，分別較試驗本底值依次提高 26.69%、56.67%、66.19% .2#、3#池的透明度顯著大于1#池，最高可達(dá)1倍.3個池透明度與各水質(zhì)指標(biāo)關(guān)系的Panel Data模型分別為:SD1=－0.0072 TSS+0.8353-N － 2.1711 TN+0.6195 TP － 0.0405 COD+16.7815，SD2=0.0030 TSS+3.8864-N+0.1893 TN －12.4585 TP＊＊＊－0.0104 COD+24.5306，SD3=0.0381 TSS*+3.7821-N+0.6003 TN － 15.0444 TP＊＊＊－0.4078 COD＊＊+34.2992(* 、＊＊、＊＊＊分別表示顯著、較顯著、極顯著相關(guān)).TP是影響中華鱘養(yǎng)殖池透明度的主要指標(biāo)，-N、TN、COD是影響透明度的間接指標(biāo)，而TSS是影響透明度的直接指標(biāo).在懸浮物濃度較高、水體渾濁的中華鱘養(yǎng)殖池水體中，鰱鳙的放養(yǎng)對透明度的提高效果顯著優(yōu)于背角無齒蚌.

中華鱘;背角無齒蚌;鰱鳙;透明度;影響因素;Panel Data

我國對一級水生保護(hù)動物中華鱘(Acipenser sinensis)的早期研究多集中在人工繁殖、孵化和苗種培育方面.1996年科研人員開始嘗試?yán)没瘜W(xué)標(biāo)記、遺傳標(biāo)記和物理標(biāo)記等多種手段進(jìn)行人工放流效果評價［1-4］，之后的研究多集中于攝食［5］、營養(yǎng)［6］、幼魚［7］等方面，僅有胡小琴等［8］關(guān)于水環(huán)境對中華鱘的影響進(jìn)行研究.

透明度是反映水體光學(xué)透射性能的主要指標(biāo)，也是定性評估水質(zhì)優(yōu)劣的指標(biāo)［9］，同總懸浮物濃度、浮游生物數(shù)量等指標(biāo)密切相關(guān)［10］.在天然河道［11］、淺水湖泊［10］或水庫［11］等系統(tǒng)中，透明度的變化是各種環(huán)境因素綜合影響的結(jié)果.辨識主要的環(huán)境影響要素對于準(zhǔn)確評價水體營養(yǎng)狀態(tài)變化具有關(guān)鍵意義.不同的水體，每個因素的影響程度可能不同，如無機(jī)懸浮顆粒是低水位狀態(tài)三峽小江回水區(qū)透明度的主要影響因子［12］，而藻類是中高水位狀態(tài)三峽小江回水區(qū)［12］、滇池［13］等水體透明度的主要影響因素.

Panel Data模型是將時間序列(Time Series)和截面(Cross Series)數(shù)據(jù)相結(jié)合建立計量模型的一種數(shù)理統(tǒng)計方法，1950s開始被用于解決經(jīng)濟(jì)問題，已廣泛用于環(huán)境經(jīng)濟(jì)［14］、環(huán)境監(jiān)測［15］、影響因素分析［16］等領(lǐng)域.其允許數(shù)據(jù)的可變性、不均勻性和大量性，能將在純截面模型和純時間序列模型中難以分離出來的效應(yīng)進(jìn)行分離和測量，減少不可觀測的解釋變量之間多重共線性的影響，改進(jìn)了影響因素估計的有效性.因此，該模型對現(xiàn)場實驗的模擬具有較強(qiáng)的適應(yīng)性和準(zhǔn)確性.

中華鱘養(yǎng)殖土池中大個體鱘魚的攪水作用強(qiáng)，一直存在水體混濁，透明度低，總懸浮物濃度大的問題.本試驗采用掛養(yǎng)、混養(yǎng)的方法，比較背角無齒蚌和鰱鳙對透明度的提高效果，運用Panel Data模型對不同混養(yǎng)模式下中華鱘養(yǎng)殖池透明度與其他水質(zhì)指標(biāo)的關(guān)系進(jìn)行模擬，旨在提高中華鱘養(yǎng)殖池水體透明度，并為改善中華鱘池塘養(yǎng)殖觀瞻效果提供針對性的處理方法和參考措施.

1 材料與方法

1.1 試驗區(qū)域

試驗選取上海市長江口中華鱘自然保護(hù)區(qū)的中華鱘養(yǎng)殖池1#、2#、3#池進(jìn)行，養(yǎng)殖池參數(shù):長38 m，寬28 m，面積為1000 m2左右，水深約1.5 m.每個池放養(yǎng)中華鱘55～58條，共1200 kg.

1.2 試驗材料及處理

試驗選用的背角無齒蚌(Anodonta woodiana)是一種廣泛分布于我國湖泊、池沼、河流的淡水貝類，能通過濾水來獲取水中的食物(浮游生物和有機(jī)碎屑等)，同時將懸浮的非食物顆粒濾除，從而使水質(zhì)得到改善.鰱(Hypophthalmichthys molitrix)、鳙(Aristichthys nobilis)是我國傳統(tǒng)淡水養(yǎng)殖魚類，濾食浮游動、植物能力較強(qiáng)［17］，有利于湖泊水庫水環(huán)境保護(hù)，且適宜于池塘混養(yǎng).

圖1 中華鱘養(yǎng)殖池繩網(wǎng)設(shè)計示意圖Fig.1 Net schematic diagram in Chinese sturgeon culture pond

設(shè)置1#池(僅養(yǎng)殖中華鱘，作為對照池)、2#池(掛養(yǎng)背角無齒蚌)、3#池(混養(yǎng)鰱鳙)進(jìn)行對比試驗.每3 d換水1次，每次換1/3池水，每日投喂水產(chǎn)動物飼料(1500 g/池)2次，飼料系數(shù)5.14.在2#池上方用繩索設(shè)置一組掛養(yǎng)背角無齒蚌起固定作用的繩網(wǎng)，具體設(shè)計見圖1;在3#池放養(yǎng)70尾平均體重1 kg的鰱鳙(鰱23尾，鳙47尾，根據(jù)中營養(yǎng)水體鰱魚比例30%～35%，且考慮到溶氧消耗，鰱鳙總質(zhì)量控制在中華鱘的10%以內(nèi)).

2#養(yǎng)殖池繩網(wǎng)格大小為1.5 m ×1.0 m，AC向有18欄，AB向有19串;每個網(wǎng)結(jié)處掛籠1個，掛籠深度設(shè)0.5和1 m兩種，每籠放養(yǎng)背角無齒蚌3～6個，共1000個.

1.3 水樣采集及分析

2010年6月25日至9月7日每隔2 d分別測定3個池塘透明度(SD)、總懸浮物(TSS)、銨氮(-N)、總氮(TN)、總磷(TP)、化學(xué)需氧量(COD)6項水質(zhì)理化指標(biāo).每池采集食臺與食臺對角線2處的中層水樣，取2個樣品的平均值進(jìn)行分析.SD測定根據(jù)文獻(xiàn)［18］;NH+4-N、TN、TP、COD濃度的測定使用Merck NOVA 60多參數(shù)水質(zhì)分析儀及相關(guān)水質(zhì)檢測試劑盒，其中TN、TP、COD濃度經(jīng)Merck TR 420消解儀消解后測定;TSS濃度根據(jù)重量法(GB11901－1989)使用孔徑0.45 μm微孔濾膜，BINDER FD115電熱干燥箱，津騰GM 1.0A隔膜真空泵，美國PALL公司47 mm帶蓋磁性過濾漏斗測得.

1.4 數(shù)據(jù)處理方法

運用EViews 6軟件對各采樣點檢測結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計分析.采用單位根檢驗方法檢驗各指標(biāo)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，說明數(shù)據(jù)序列的可分析性;采用Panel Data模型分析不同指標(biāo)對SD的影響程度.

本文采用的變量都用各指標(biāo)表示，以SD為被解釋變量，TSS、-N、TN、TP、COD 為解釋變量，建立一般形式的Panel Data模型:

式(1)是考慮5個水質(zhì)指標(biāo)在N個中華鱘養(yǎng)殖池及T個時間上的變動關(guān)系.其中N表示個體截面成員的個數(shù)，T 表示每個截面成員的觀測時期總數(shù)，參數(shù) αi表示模型的常數(shù)項，β1i、β2i、β3i、β4i、β5i分別表示 TSS、-N、TN、TP、COD對SD增加的彈性系數(shù).根據(jù)截距項向量和系數(shù)向量中各分量的不同約束要求，又可以將式(1)所描述的面板數(shù)據(jù)模型劃分為以下3種類型:聯(lián)合回歸模型、變截距模型、變系數(shù)模型.模型具體構(gòu)建方法見張瑞等［19］的研究.

2 結(jié)果及分析

2.1 中華鱘養(yǎng)殖池透明度變化特點

試驗期間，1#、2#、3#池的 SD 平均值分別為11.92、16.45、17.45 cm，范圍分別為8.5 ～14.5、10 ～22、10 ～23 cm.由于背角無齒蚌與鰱鳙通過濾食對泥漿懸浮的改善，SD顯著提高，1#、2#、3#池SD依次提高了26.69%、56.67%、66.19%(圖 2).經(jīng)過背角無齒蚌和鰱鳙處理，2#、3#池 SD 整體水平顯著高于 1#池，最高時高出1倍.8月中旬氣溫有所回落(圖3)，水溫下降，背角無齒蚌和鰱鳙魚的活力變差，濾水強(qiáng)度不如之前高溫時，因此透明度下降.

2.2 中華鱘養(yǎng)殖池透明度與主要環(huán)境指標(biāo)的回歸關(guān)系

使用Panel Data模型之前對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行預(yù)分析，結(jié)果表明Levin，Lin＆Chut*;Breitung t-stat;Im，Pesaran and Shin，W-stat(IPS);ADF-Fisher Chi-square;PP-Fisher Chi-square等5種單位根檢驗方法均得出所有變量都在0.05的顯著性水平下通過平穩(wěn)性檢驗的結(jié)論(表1)，因此這些變量均平穩(wěn)、可信，可進(jìn)一步進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析.

圖2 不同混養(yǎng)模式水體中透明度的變化Fig.2 The changes of secchi transparency in different polyculture models

圖3 試驗期間試驗區(qū)域氣溫變化狀況Fig.3 Temperature change in experimental area and period

表1 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗*Tab.1 Stationarity test of Panel Data

本文所選擇的數(shù)據(jù)包括上海市長江口中華鱘自然保護(hù)區(qū)中華鱘養(yǎng)殖池用水的主要水質(zhì)指標(biāo)，符合固定效應(yīng)模型的適用標(biāo)準(zhǔn)，因此本文采用固定效應(yīng)變系數(shù)模型，各養(yǎng)殖池模型估計結(jié)果如下:

(AR2=0.5053;* 表示顯著相關(guān)(Sig.＜0.1)，＊＊表示較顯著相關(guān)(Sig.＜0.05)，＊＊＊表示極顯著相關(guān)(Sig.＜0.01);各中華鱘養(yǎng)殖池t統(tǒng)計見表2.)

表2 各中華鱘養(yǎng)殖池t統(tǒng)計量*Tab.2 t-statstic of Chinese sturgeon culture ponds

上述模型表明，1#池各指標(biāo)對SD均無顯著影響;2#池TP濃度對SD影響極顯著，TP濃度每升高1 mg/L，SD 減少12.46 cm;3#池中除 TP 外，TSS濃度和COD濃度也對SD產(chǎn)生顯著影響.由此可知，TP是影響中華鱘養(yǎng)殖池SD的主要環(huán)境因素.系數(shù)中，TSS、-N、TN、TP和COD五項指標(biāo)中至少兩項指標(biāo)都對SD有負(fù)影響效果，即這些指標(biāo)濃度升高，SD會降低.2#池 TP系數(shù)為 －12.4585，絕對值小于3#池 TP系數(shù)－15.0444，表明3#池 TP濃度對SD影響更大.

各水質(zhì)因子的時間動態(tài)變化表明，2#池、3#池的TSS濃度遠(yuǎn)低于1#池，基本保持于1#池的1/2水平;TP濃度也明顯小于1#池;-N、TN、COD濃度與1#池差異不大.背角無齒蚌、鰱鳙對池水-N、TN、COD 濃度的影響不大，但對TSS、TP濃度的降低起到重要作用(圖4).

3 討論

3.1 指標(biāo)設(shè)計

試驗前取中華鱘養(yǎng)殖池水鏡檢，發(fā)現(xiàn)其中浮游植物極少，故本試驗不考慮葉綠素a濃度(Chl.a)對SD的影響.本試驗中3個池塘的水位一致且穩(wěn)定，故不考慮水位對不同混養(yǎng)模式SD差異的影響.

3.2 模型結(jié)果討論

由模型可得，TSS、TN、COD 對 SD 的增加彈性不高，1#池為 －0.0072、－2.1711、－0.0405;2#池為0.0030、0.1893、－0.0104;3#池為0.0381、0.6003、－0.4078.中華鱘養(yǎng)殖池放養(yǎng)背角無齒蚌后，TP 對 SD 有極顯著影響;放養(yǎng)鰱鳙后，TSS、TP、COD對SD有顯著影響.其中，TP對SD的影響呈極顯著，COD對SD有較顯著影響.

圖4 各水質(zhì)指標(biāo)動態(tài)變化Fig.4 Change of water quality indexes

根據(jù)2#、3#池與1#池的模型比較得出，中華鱘與背角無齒蚌和鰱鳙混養(yǎng)以后TSS、TN、TP系數(shù)符號有變化，-N系數(shù)顯著增大，表明幾個指標(biāo)影響SD的方式有變化，TSS濃度升高、TN濃度升高、TP濃度降低會增大SD.一般情況下，SD隨TSS含量增加而減少［20］;而本試驗測得的TSS濃度是背角無齒蚌和鰱鳙濾食降低TSS濃度后再懸浮的部分，TSS濃度與兩者的清濾強(qiáng)度呈正比，因此SD隨TSS增加而增加.-N濃度反映中華鱘、背角無齒蚌、鰱鳙魚代謝產(chǎn)物的量，TN濃度也隨-N濃度的變化而變化，背角無齒蚌和鰱鳙魚代謝旺盛，清濾水量增加，-N濃度升高，TN濃度升高，同時SD也隨清濾水量增加而增加.2#、3#池的TP濃度顯著小于1#池，主要歸功于背角無齒蚌和鰱鳙清濾作用，因此TP成為中華鱘養(yǎng)殖池中進(jìn)行混養(yǎng)處理后最敏感最活躍的指標(biāo)，與丁濤等［21］關(guān)于背角無齒蚌對TP消除效果明顯的結(jié)論相符.SD隨TP濃度小幅升高而大幅下降，經(jīng)分析其原因可能是池中存在可被背角無齒蚌和鰱鳙濾除且能利用磷元素的微生物，如 Pseudomonas、Coccus、Aeromonas、Bacillus、Enterobateriaceae［22］.

3#池各指標(biāo)對SD增加的彈性總體大于2#池，常數(shù)項本底值也大于2#池，因此本試驗中鰱鳙對透明度的提高優(yōu)于背角無齒蚌.在懸浮物濃度較低的水體(湖泊、水庫和生活用水源地)中，背角無齒蚌的水質(zhì)凈化作用已被廣為肯定.本試驗由于中華鱘室外養(yǎng)殖池中大個體鱘魚的攪水作用強(qiáng)，水體透明度極小，總懸浮物濃度大，對背角無齒蚌的濾食影響較鰱鳙更為顯著，因而在懸浮物濃度較高、水質(zhì)較渾的中華鱘養(yǎng)殖池水體中，鰱鳙的放養(yǎng)對透明度的提高效果優(yōu)于背角無齒蚌的掛養(yǎng).

3.3 透明度的影響因素

中華鱘養(yǎng)殖池透明度影響因素分析結(jié)果表明，TP是影響透明度的主要指標(biāo)，-N、TN、COD是影響透明度的間接指標(biāo)，而TSS是影響透明度的直接指標(biāo).這與張運林等［20］、楊頂田等［23］的結(jié)論一致，可以認(rèn)為中華鱘養(yǎng)殖池的透明度影響因素與大型淺水湖泊(如太湖)較類似，而與深湖［9］、江河［12］有差異.模型結(jié)果得出TP和SD關(guān)系最密切;TSS濃度反映懸浮物質(zhì)的量，SD受懸浮物質(zhì)對透入池水中光的吸收和散射效應(yīng)的差異而變化;而-N、TN等不同形態(tài)的N化合物被懸浮顆粒物吸附并參與生物化學(xué)反應(yīng)［24］，反映懸浮顆粒的濃度;COD濃度則與TN濃度緊密相關(guān)，間接影響-N濃度.

3.4 中華鱘養(yǎng)殖水質(zhì)管理的啟示

總磷是影響透明度的重要因素，因此在中華鱘養(yǎng)殖過程中，不能只考慮溶解氧、銨氮、亞硝酸鹽等常規(guī)水質(zhì)監(jiān)測指標(biāo)，還應(yīng)充分考慮總磷濃度變動對透明度的影響.另外，背角無齒蚌、鰱鳙可作為中華鱘養(yǎng)殖池長期混養(yǎng)的種類，對提高透明度、降低氮磷濃度、控制殘餌、維持池塘生態(tài)系統(tǒng)生物多樣性都將產(chǎn)生積極影響.

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Transparency variation and its influencing factors between different polyculture models with Anodonta woodiana and Hypophthalmichthys molitrix，Aristichthys nobilis in Chinese sturgeon Acipenser sinensis culture pond

FANG Lei1，LIU Jian2，ZHOU Sheng3，Lü Haoze1，CHEN Jinhui2，WU Jianhui2，XU Jiannan2，ZHENG Yueping2，ZHANG Yinjiang1＆SHEN Heding1
(1:College of Fisheries and Life，Shanghai Ocean University，Shanghai 201306，P.R.China)
(2:Superintendency Department of Shanghai Yangtze Estuarine Nature Reserve for Chinese Sturgeon，Shanghai 200092，P.R.China)
(3:School of Statistics and Mathematics，Zhejiang Gongshang University，Hangzhou 310018，P.R.China)

The results of a transparency(SD)contrast test between different Chinese sturgeon polyculture models with freshwater mussel Anodonta woodiana and silver carp Hypophthalmichthys molitrix，bighead carp Aristichthys nobilis indicated that the average transparencies were 11.92，16.45，17.45 cm which increased by 26.69%，56.67%，66.19%compared with background value before the test for pond 1(control group)，pond 2(A.woodiana-polyculture group)，pond 3(H.molitrix，A.nobilis-polyculture group)，respectively.The overall transparency level of pond 2 and 3 were significantly higher than that of pond 1，highest reached to twice.The panel data models of three ponds’transparency and other water quality parameters were:SD1= －0.0072 TSS+0.8353-N －2.1711 TN+0.6195 TP －0.0405 COD+16.7815，SD2=0.0030 TSS+3.8864-N+0.1893 TN －12.4585 TP＊＊＊－0.0104 COD+24.5306，SD3=0.0381 TSS*+3.7821-N+0.6003 TN － 15.0444 TP＊＊＊－0.4078 COD＊＊+34.2992.Total phosphorus(TP)was the main index，with ammonia nitrogen(-N)，total nitrogen(TN)，chemical oxygen demand(COD)as indirect ones，TSS as direct one，influencing the transparency of Chinese sturgeon culture pond.Polyculture with H.molitrix and A.nobilis excels the treatment hanging A.woodiana in transparency rise effects in the Chinese sturgeon culture pond with muddy water and high concentration of total suspended solids.

Acipenser sinensis;Anodonta woodiana;Hypophthalmichthys molitrix;Aristichthys nobilis;transparency;influencing factor;Panel Data

＊ 上海市長江口中華鱘自然保護(hù)區(qū)項目、上海市教委重點學(xué)科項目(J50701)和上海市科委項目(08dz1900408)聯(lián)合資助.2011－03－18收稿;2011－10－24收修改稿.方磊，男，1986年生，碩士研究生;E-mail:lupin1107@hotmail.com.

＊＊ 通信作者;E-mail:hdshen@shou.edu.cn.