袁偉皓 ，王華 *，夏玉寶 ，曾一川 ，鄧燕青，李媛媛 ，張心悅

1. 河海大學(xué)環(huán)境學(xué)院，江蘇 南京 210098；2. 河海大學(xué)淺水湖泊綜合治理與資源開發(fā)教育部重點實驗室，江蘇 南京 210098；3. 江西省水文局，江西 南昌 330000

鄱陽湖是中國長江中游典型的通江湖泊，也是中國第一大淡水湖，位于江西省，地處九江、上饒、南昌三市（115°50′—116°44′E，28°25′—29°45′N），上游承接贛江、撫河、信河、饒河、修河5條主要河流來水，經(jīng)湖區(qū)調(diào)蓄后由湖口注入長江，是一個季節(jié)性較強(qiáng)的吞吐型湖泊，在維系區(qū)域水量平衡與生態(tài)安全方面發(fā)揮著重要作用（陳煉鋼等，2020；俞珊妮等，2020；陳旻坤等，2021）。近年來，隨著鄱陽湖流域地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，大量氮、磷等營養(yǎng)物質(zhì)排入鄱陽湖水體，導(dǎo)致富營養(yǎng)化水平呈逐年上升趨勢，營養(yǎng)鹽總體維持在中營養(yǎng)水平，但是上升速度不斷加快，一些區(qū)域甚至已經(jīng)呈現(xiàn)富營養(yǎng)化水平（劉靜等，2020；溫春云等，2020）。

氮磷是藻類增殖的物質(zhì)基礎(chǔ)，其與藻類生物量之間的關(guān)系一直是研究湖泊富營養(yǎng)化的重點之一（劉靜，2020；錢奎梅等，2021）。葉綠素a（Chl-a）是藻類重要的表征指標(biāo)，水體中Chl-a含量的多少反映了浮游植物生物量的高低，其濃度與水環(huán)境質(zhì)量密切相關(guān)，是水體理化性質(zhì)動態(tài)變化的綜合反映指標(biāo)，在水體富營養(yǎng)化評價中起關(guān)鍵作用（陳金紅等，2020）。目前，眾多研究關(guān)注湖泊水質(zhì)因子與Chla之間的相關(guān)性，但得出的結(jié)論都是線性、對數(shù)和正負(fù)相關(guān)等（孫越峰等，2020；朱廣偉等，2020；曾一川等，2020），由于Chl-a與各水質(zhì)因子之間的關(guān)系非常復(fù)雜，同時各類湖泊具有其獨特的性質(zhì)，尤其是針對具有典型通江特性的鄱陽湖。

常用的線性回歸分析可能會忽略解釋變量（Explanatory variable）與響應(yīng)變量（Response variable）之間的非線性關(guān)系；同時，傳統(tǒng)的線性分析方法不能適用多變量之間的統(tǒng)計學(xué)分析，而廣義加性模型（Generalized Additive Model，GAM）是一種非參數(shù)的分析模型，能直接處理響應(yīng)變量和多個解釋變量之間的非線性關(guān)系，不需要假定數(shù)據(jù)的分布，具有很高的靈活性，近年來在環(huán)境等眾多領(lǐng)域具有非常廣泛的應(yīng)用（Peng et al.，2020；賀祥等，2017；丁隆強(qiáng)等，2020）。但是，關(guān)于GAM模型在鄱陽湖水環(huán)境研究中的應(yīng)用相對較少。程新等（2017）運用GAM模型對鄱陽湖表層水體中藻類豐度與環(huán)境因子之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，研究表明：2012年10月—2013年7月，鄱陽湖藻類豐度與水溫和葉綠素a呈極顯著的正相關(guān)關(guān)系，與氨氮、總磷呈極顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，深入探究鄱陽湖不同區(qū)域水質(zhì)惡化和富營養(yǎng)化的原因顯得尤為重要，構(gòu)建GAM模型對鄱陽湖較長時間序列的Chl-a與水質(zhì)因子進(jìn)行相關(guān)性研究也十分必要。

本文運用非線性的分析方法，探討了鄱陽湖不同區(qū)域的Chl-a變化的限制性水質(zhì)指標(biāo)與主要的可能因素，給出了相應(yīng)的可能有效解決途徑，具有十分重要的理論和實踐意義，也為鄱陽湖長遠(yuǎn)的富營養(yǎng)化防控和有效科學(xué)的管理提供了依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 樣品采集與測定

本研究選取鄱陽湖主湖區(qū)3個典型點位，由西向東分別為蚌湖（115°58′49″E，29°18′22″N）、都昌（116°11′35″E，29°14′36″N）和蛇山（116°22′57″E，29°05′14″N），于 2016 年 1 月—2020 年 12 月開展了近5年的連續(xù)野外監(jiān)測，采樣頻次為每月1次，每次用 2 L有機(jī)玻璃采水器采集距離湖水表層0.5 m的3組平行水樣，采集的水樣用500 mL聚乙烯塑料瓶收集，現(xiàn)場測定水溫（WT）、透明度（SD）等參數(shù)，后及時帶回實驗室測定葉綠素a（Chl-a）、總氮（TN）、總磷（TP）、氨氮（NH3-N）和高錳酸鹽指數(shù)（CODMn）。其中，葉綠素a采用丙酮萃取分光光度計法測定（楊玉珍等，2011）；總氮和總磷分別采用堿性過硫酸鉀消解-紫外分光光度法（HJ 636—2012）及鉬酸銨分光光度法（GB 11893-89）測定；氨氮采用納氏試劑分光光度法測定（HJ 535—2009）；高錳酸鹽指數(shù)則采用高錳酸鹽指數(shù)測定法（GB 11892-89）；透明度采用塞式盤法測定；水溫等則為采樣現(xiàn)場儀器直接測定。

1.2 數(shù)據(jù)分析方法

GAM模型是廣義線性模型（Generalized Linear Model，GLM）的半?yún)?shù)拓展，可直接擬合因變量與多個自變量之間的非線性關(guān)系，對不同的函數(shù)進(jìn)行加和，找出其中的規(guī)律，適應(yīng)于各種不同類型分布的函數(shù)分析（郭亮等，2017；楊佳星等，2020）。其一般表達(dá)形式如下：

式中：

g(y)——連接函數(shù)；

s(x)——連接解釋變量的光滑函數(shù)；

φ——隨機(jī)殘差項。

GAM模型的運算通過R語言實現(xiàn)，數(shù)據(jù)分析通過R中的mgcv軟件包實現(xiàn)。運用GAM模型對鄱陽湖3個研究點位Chl-a與各環(huán)境因子分別進(jìn)行相關(guān)性分析，分析步驟如下：（1）基于chl-a與環(huán)境因子的Pearson相關(guān)系數(shù)，確定2個主要解釋變量；（2）基于解釋變量間的 Pearson相關(guān)系數(shù)大小，進(jìn)行共曲線性診斷（當(dāng)相關(guān)系數(shù)大于0.5時，可認(rèn)為2個解釋變量之間存在共曲線性，需剔除1個變量；反之，則不存在，無需剔除）；（3）基于變量預(yù)分析結(jié)果，確定GAM模型的擬合方程，代入得相關(guān)性（r2）、自由度（edf）、顯著性取值（P值）、解釋率（Deviance Explained，D-E）和擬合圖像等結(jié)果信息（當(dāng)edf=1時，變量間呈現(xiàn)線性關(guān)系，其值越大則代表非線性影響能力越強(qiáng)；P值代表統(tǒng)計結(jié)果的顯著性水平，與評估各因子間的相關(guān)性水平類似，“*”越多顯著性越強(qiáng)?！?**”對應(yīng)P<0.01，表示極顯著，結(jié)果可信度高；D-E為模型對變量總體變化的解釋率）（張智淵等，2018）。但樣品檢測結(jié)果存在一定量的異常值（有異常過大及過小的現(xiàn)象出現(xiàn)），為保證較好的代表性，異常的數(shù)據(jù)結(jié)果在后面結(jié)果中不予呈現(xiàn)。

2 結(jié)果與討論

2.1 葉綠素a含量變化特征

總體而言，研究期間（2016年1月—2020年12月）3個研究點位Chl-a質(zhì)量濃度的波動范圍為0.0002—0.0510 mg·L?1，鄱陽湖各點位間 Chl-a 質(zhì)量濃度隨時間的變化明顯，夏季Chl-a質(zhì)量濃度普遍高于其他季節(jié)，具體如圖1所示。蚌湖點位質(zhì)量濃度高于其他測點，5年內(nèi)整體呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，且于2018—2020年夏季出現(xiàn)多次峰值，最大值出現(xiàn)在 2018年 10月，質(zhì)量濃度達(dá) 0.0510 mg·L?1，5 年均值為 0.0124 mg·L?1；都昌點位 Chla 質(zhì)量濃度介于 0.0002—0.0219 mg·L?1之間波動，整體趨勢較為穩(wěn)定，分別于2016—2017年和2020年夏季出現(xiàn)3次峰值，最大值出現(xiàn)在2020年10月，5年均值為 0.0062 mg·L?1；蛇山點位Chl-a質(zhì)量濃度介于 0.0006—0.0234 mg·L?1之間波動，整體趨勢也相較穩(wěn)定，分別于2017年和2020年夏季出現(xiàn)兩次峰值，最大值出現(xiàn)在2017年8月，5年均值為0.0057 mg·L?1。

圖1 研究點位葉綠素a含量變化Fig. 1 Variation of Chl-a concentration at the research sites

就蚌湖和都昌點位而言，其位于贛江下游流域，較為直接地受到贛江水質(zhì)的影響。盛文濤等（2021）研究發(fā)現(xiàn)，近年來贛江的營養(yǎng)鹽濃度及TN/TP顯著高于其他4河，同時贛江年徑流量位于5河之首，豐水期贛江攜帶大量營養(yǎng)鹽通量進(jìn)入鄱陽湖，在其下游附近逐漸出現(xiàn)滿足藻類增殖條件的區(qū)域，因此該區(qū)域內(nèi)Chl-a多會在豐水期結(jié)束后的時期（10月左右）達(dá)到峰值。而對于蛇山點位而言，其位于鄱陽湖東北部，李云良等（2016）研究發(fā)現(xiàn)鄱陽湖于高洪水位季節(jié)，污染物（營養(yǎng)鹽等）因東北部湖灣區(qū)存在順時針方向環(huán)流而發(fā)生長時間滯留和富集；因此，蛇山點位于8月左右達(dá)藻類增殖最佳條件（流速、營養(yǎng)鹽和水溫等），這也解釋了蛇山點位Chl-a質(zhì)量濃度峰值多出現(xiàn)在8月的原因。

2.2 環(huán)境因子變化特征

2016年1月—2020年12月鄱陽湖3個研究點位的環(huán)境因子隨時間的變化見圖2。就3個點位的水溫而言，點位之間的差異不大，5年內(nèi)呈現(xiàn)夏季高，冬季低的特點，夏季水溫介于33.4—34.4 ℃之間波動；冬季水溫則介于2.1—2.7 ℃之間波動。就透明度而言，3個點位的SD介于0.1—1.5 m之間波動，隨時間變化明顯，3個點位SD 5年均值由西向東分別 0.44、0.48、0.45 m。就總氮質(zhì)量濃度而言，3個點位TN質(zhì)量濃度呈現(xiàn)整體下降趨勢，點位間差異不大；蚌湖點位TN質(zhì)量濃度介于0.27—3.51 mg·L?1之間波動，5 年均值為 1.24 mg·L?1，于2016—2018年冬季出現(xiàn)多次峰值；都昌點位TN質(zhì)量濃度介于0.19—2.45 mg·L?1之間波動，5年均值為1.25 mg·L?1；蛇山點位TN質(zhì)量濃度介于0.34—2.78 mg·L?1之間波動，5 年均值為 1.43 mg·L?1。就總磷而言，3個點位整體質(zhì)量濃度介于 0—0.125 mg·L?1之間波動，趨勢相對穩(wěn)定，蛇山點位于2016年3月和2017年3月出現(xiàn)了兩次峰值，分別達(dá)到了 0.206 mg·L?1和 0.228 mg·L?1；3 個點位 5 年均值分別為 0.053、0.058 和 0.061 mg·L?1，自西向東呈現(xiàn)遞增趨勢。就氨氮而言，其變化趨勢整體上與TN相似，于2016—2018年內(nèi)波動顯著，后兩年趨向于穩(wěn)定，各點位多年均值分別為0.236、0.157、0.188 mg·L?1。就高錳酸鹽指數(shù)而言，蚌湖的CODMn顯著大于其他點位，5年來整體質(zhì)量濃度趨向于穩(wěn)定，介于 1.0—3.0 mg·L?1之間波動。

圖2 研究點位環(huán)境因子隨時間的變化Fig. 2 Variation of environmental factors at the research sites

2.3 葉綠素a與環(huán)境因子相關(guān)性

2.3.1 蚌湖葉綠素a與環(huán)境因子的相關(guān)性

對于蚌湖點位，根據(jù)Chl-a與環(huán)境因子間的相關(guān)系數(shù)判斷，TN和CODMn與Chl-a之間的相關(guān)系數(shù)較高，因此選取 TN和 CODMn為解釋變量代入GAM模型；同時，TN和CODMn間的相關(guān)系數(shù)為0.18，故排除共曲線性可能，無需剔除變量。根據(jù)變量預(yù)分析結(jié)果，將TN和CODMn代入如下模型方程擬合：

式中：

x1——蚌湖點位 TN 質(zhì)量濃度（mg·L?1）；

x2——蚌湖點位 CODMn質(zhì)量濃度（mg·L?1）。得到r2為0.435，TN和CODMn的自由度分別為4.79和2.40，解釋率為52.3%。

從圖3中可以看出，蚌湖點位Chl-a與TN和CODMn存在非線性關(guān)系，TN的非線性影響能力更強(qiáng)，Chl-a與TN的關(guān)系更為復(fù)雜，當(dāng)TN質(zhì)量濃度為0—1 mg·L?1時，TN對Chl-a的影響最為顯著，兩者呈現(xiàn)明顯正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)TN的質(zhì)量濃度為1—2.6 mg·L?1時，Chl-a質(zhì)量濃度會隨著TN的變化而略微減少；當(dāng)TN的質(zhì)量濃度大于2.6 mg·L?1時，二者又再次表現(xiàn)較明顯的正相關(guān)關(guān)系。CODMn與Chl-a呈現(xiàn)先增大后減小的變化趨勢，當(dāng)CODMn的質(zhì)量濃度為0—3.3 mg·L?1時Chl-a質(zhì)量濃度會隨著CODMn的變化而顯著增加；當(dāng) CODMn的質(zhì)量濃度大于3.3 mg·L?1時，Chl-a質(zhì)量濃度會隨著 CODMn的增加而減少。

圖3 蚌湖TN和CODMn與Chl-a質(zhì)量濃度的關(guān)系Fig. 3 The relationship between TN, CODMn and Chl-a in Banghu

2.3.2 都昌葉綠素a與環(huán)境因子的相關(guān)性

對于都昌點位，根據(jù) chl-a與環(huán)境因子間的相關(guān)系數(shù)判斷，SD和TN與Chl-a之間的相關(guān)系數(shù)較高，因此選取SD和TN為解釋變量代入GAM模型；同時，SD和TN間的相關(guān)系數(shù)為?0.51，可能存在共曲線性，因此需剔除1個變量。

根據(jù)變量預(yù)分析結(jié)果，將SD和TN分別作為解釋變量構(gòu)建GAM模型，方程如下：

式中：

x1——都昌點位SD（m）；

x2表示都昌點位 TN 質(zhì)量濃度（mg·L?1）。基于表1結(jié)果可得，解釋變量SD的顯著性和解釋率均較好，擬合程度較高，因此選取SD的模型為最優(yōu)模型。

表1 GAM模型分析結(jié)果Table 1 Analysis results of GAM model

從圖4中可以看出，都昌點位Chl-a與SD存在較強(qiáng)的非線性關(guān)系，當(dāng)SD為0.2—0.6 m時，Chl-a質(zhì)量濃度基本保持不變，維持在相對較低水平；當(dāng)SD為0.6—0.8 m時，Chl-a質(zhì)量濃度增加明顯，而當(dāng)介于0.8—1.2 m時，Chl-a質(zhì)量濃度逐漸減少；但當(dāng)SD大于1.2 m時，Chl-a質(zhì)量濃度又顯著增加。

圖4 都昌SD與Chl-a質(zhì)量濃度的關(guān)系Fig. 4 The relationship between SD and Chl-a in Duchang

2.3.3 蛇山葉綠素a與環(huán)境因子的相關(guān)性

對于蛇山點位，根據(jù)Chl-a與環(huán)境因子間的相關(guān)系數(shù)判斷，TN和CODMn與Chl-a之間的相關(guān)系數(shù)較高，因此選取 TN和 CODMn為解釋變量代入GAM模型；同時，TN和CODMn間的相關(guān)系數(shù)為?0.30，故排除共曲線性可能，無需剔除變量。根據(jù)變量預(yù)分析結(jié)果，將TN和CODMn代入如下模型方程擬合：

式中：

x1——蛇山點位 TN 質(zhì)量濃度（mg·L?1）；

x2——蛇山點位 CODMn質(zhì)量濃度（mg·L?1）。得到r2為0.627，TN和CODMn的自由度分別為5.05和5.64，解釋率為71.0%，解釋率較高。

從圖5中可以看出，蛇山點位Chl-a與TN和CODMn存在較強(qiáng)非線性關(guān)系，CODMn的非線性影響能力更強(qiáng)，Chl-a與CODMn的關(guān)系更為復(fù)雜。當(dāng)TN質(zhì)量濃度為0—1 mg·L?1時，TN對Chl-a的影響最為顯著，兩者呈現(xiàn)顯明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)TN質(zhì)量濃度大于1 mg·L?1時，Chl-a質(zhì)量濃度隨著TN的增加而保持相對的穩(wěn)定，后出現(xiàn)略微減小趨勢。對于Chl-a與CODMn而言，當(dāng)CODMn質(zhì)量濃度介于0—2 mg·L?1時，Chl-a保持相對穩(wěn)定；當(dāng) CODMn質(zhì)量濃度為 2.0—2.4 mg·L?1時，Chl-a質(zhì)量濃度略有增長；當(dāng)CODMn質(zhì)量濃度大于2.4 mg·L?1時，Chla與其呈現(xiàn)明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

圖5 蛇山TN和CODMn與Chl-a質(zhì)量濃度的關(guān)系Fig. 5 The relationship between TN, CODMn and Chl-a in Sheshan

2.4 討論

鄱陽湖3個研究點位藻類增殖與水質(zhì)因子的關(guān)系存在較為顯著的空間差異，位于西部的蚌湖、中部的都昌和東部的蛇山點位Chl-a質(zhì)量濃度分別與TN和CODMn、SD及TN和CODMn呈現(xiàn)非線性關(guān)系，所得的對應(yīng)解釋率分別為 52.3%、45.1%和71.0%。更多地，蚌湖與蛇山點位由于地理位置的差異，Chl-a質(zhì)量濃度的伴隨變化也不盡相同，需要給出不同點位（區(qū)域）的限制性水質(zhì)指標(biāo)與主要的可能因素，并探討相應(yīng)的有效解決途徑。

蚌湖屬鄱陽湖營養(yǎng)鹽質(zhì)量濃度較高的點位，通過GAM模型模擬得出Chl-a與TN和CODMn存在非線性關(guān)系，TN的非線性影響能力更強(qiáng)，Chl-a與TN的關(guān)系更為復(fù)雜，其并未呈現(xiàn)隨TN和CODMn質(zhì)量濃度增加而增加的趨勢。蚌湖點位的Chl-a質(zhì)量濃度主要受到氮含量與有機(jī)物含量的限制，對于該點藍(lán)藻水華防控而言，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)其TN的監(jiān)控，并盡量保持相對較低水平，雖出現(xiàn)TN質(zhì)量濃度增加而Chl-a質(zhì)量濃度減少的階段，但其可能原因是非適應(yīng)性的藻類細(xì)胞死亡，而伴隨著的是較強(qiáng)適應(yīng)性的藻種成為優(yōu)勢藻，藻類組成發(fā)生變化（朱偉等，2008），因此會伴隨該藻種的增殖與TN呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系，Chl-a質(zhì)量濃度顯著升高的現(xiàn)象；同時，也應(yīng)當(dāng)重點關(guān)注蚌湖點位的CODMn，盡量將有機(jī)物含量控制在相對較小的水平，盡管出現(xiàn)CODMn質(zhì)量濃度增加而Chl-a質(zhì)量濃度減小的現(xiàn)象，但湖泊中過多的有機(jī)物含量會間接影響水體溶解氧和微生物等因子，對水體健康不利（石玉等，2021）。

通過GAM模型擬合得出，都昌點位Chl-a與SD呈現(xiàn)較強(qiáng)且復(fù)雜的非線性關(guān)系，原因可能在于：鄱陽湖河湖相通，泥沙輸入、風(fēng)浪攪動、航運采砂等眾多因素都會導(dǎo)致水體透明度下降（程時長等，1993；賴普文等，2015；李海軍，2017；劉同宦等，2020）。伴隨著藍(lán)藻等浮游生物的繁殖，水體中的有機(jī)物質(zhì)被利用，同時浮游生物的繁殖還可能減小風(fēng)浪，降低泥沙攪動，具體表現(xiàn)為，在一定范圍內(nèi)，水體的SD與Chl-a含量之間的正相關(guān)關(guān)系。對于都昌點位的Chl-a調(diào)控，應(yīng)當(dāng)主要關(guān)注透明度指標(biāo)，使其保持較為合理的區(qū)間，過高和過低的水體透明度對于湖泊生態(tài)環(huán)境均有一定程度的影響；同時，也應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)都昌點位的營養(yǎng)鹽因子調(diào)控，雖然本研究中氮磷等營養(yǎng)物質(zhì)對于都昌點位并非關(guān)鍵性限制因子，但是TN/TP也可能是潛在的限制因子。

通過GAM模型擬合得出，蛇山點位Chl-a與TN和CODMn存在較強(qiáng)非線性關(guān)系，CODMn的非線性影響能力更強(qiáng)，Chl-a與CODMn的關(guān)系更為復(fù)雜，與蚌湖點位類似，蛇山也未呈現(xiàn)隨TN和CODMn增加而增加的趨勢。蛇山點位的Chl-a質(zhì)量濃度主要受到有機(jī)物含量與氮含量的限制，與蚌湖點位不同，整體而言Chl-a質(zhì)量濃度伴隨TN和CODMn質(zhì)量濃度變化的幅度不大。對于蛇山點位的Chl-a調(diào)控和藍(lán)藻水華防控應(yīng)當(dāng)充分注重水質(zhì)指標(biāo)的綜合控制，保持水體氮含量與有機(jī)物含量于合理區(qū)間內(nèi)，維護(hù)該區(qū)域的水生態(tài)平衡。

本文基于GAM模型對鄱陽湖Chl-a與水質(zhì)因子進(jìn)行了相關(guān)性分析，但也存在一定不足：蚌湖和都昌點位的最優(yōu)模型解釋率中等，分別為52.3%和45.1%，原因可能為缺乏考慮風(fēng)場和流場等環(huán)境因子對于Chl-a質(zhì)量濃度的影響。在對鄱陽湖風(fēng)場和湖流的綜合研究結(jié)果顯示，鄱陽湖中部和東部湖區(qū)在風(fēng)場和湖流形態(tài)的雙重作用下，其水流呈現(xiàn)“環(huán)流”現(xiàn)象，這也導(dǎo)致了水體更新時間相較鄱陽湖其他區(qū)域更長（Yuan et al.，2020），營養(yǎng)鹽與有機(jī)物在此范圍內(nèi)會停留更長的時間，也可能是導(dǎo)致該區(qū)域近年來藍(lán)藻水華現(xiàn)象頻發(fā)的主要原因，過多的氮含量與有機(jī)物含量無法被利用或降解，伴隨 Chl-a質(zhì)量濃度與環(huán)境因子的逐漸惡化，亦可能是導(dǎo)致鄱陽湖水環(huán)境惡化的重要原因（Zhang et al.，2015）?？稍诮窈蟮难芯恐屑訌?qiáng)對于鄱陽湖典型點位的風(fēng)場和流場的連續(xù)監(jiān)測，分析考慮綜合環(huán)境因子（水文過程、氣象因素和水質(zhì)因子）對于鄱陽湖營養(yǎng)化的影響。

3 結(jié)論

鄱陽湖Chl-a的關(guān)鍵性水質(zhì)指標(biāo)與主要的可能因素的判別，對于永葆鄱陽湖“一湖清水”和水環(huán)境永續(xù)可持續(xù)發(fā)展具有重要理論和實踐意義，本文的主要結(jié)論如下：

（1）鄱陽湖3個研究點位（西部蚌湖、中部都昌和東部蛇山）Chl-a與水質(zhì)因子的關(guān)系存在較為顯著的空間差異，其 Chl-a質(zhì)量濃度分別與 TN和CODMn、SD及TN和CODMn呈現(xiàn)非線性關(guān)系，模型解釋率分別為52.3%、45.1%和71.0%；蚌湖與蛇山點位由于地理位置的差異，Chl-a質(zhì)量濃度的伴隨變化也不盡相同。

（2）運用GAM模型擬合得出，蚌湖Chl-a與TN和CODMn存在非線性關(guān)系，TN的非線性影響能力更強(qiáng)，Chl-a與TN的關(guān)系更為復(fù)雜，蚌湖點位的Chla質(zhì)量濃度主要受到氮含量與有機(jī)物含量的限制，對于該點藍(lán)藻水華防控應(yīng)注意控制較低的氮含量和合理范圍的有機(jī)物含量；都昌點位Chl-a與SD呈現(xiàn)較強(qiáng)且復(fù)雜的非線性關(guān)系，對于都昌點位的 Chl-a控制，應(yīng)當(dāng)主要關(guān)注透明度指標(biāo)，但TN/TP也可能是潛在的限制因子；蛇山點位Chl-a與TN和CODMn存在較強(qiáng)非線性關(guān)系，CODMn的非線性影響能力更強(qiáng)，Chl-a與CODMn的關(guān)系更為復(fù)雜，對于蛇山點位的藻類或藍(lán)藻水華防控，需要充分注重水質(zhì)指標(biāo)的綜合控制，不僅僅局限于營養(yǎng)鹽與有機(jī)物含量。

（3）鄱陽湖不同區(qū)域Chl-a質(zhì)量濃度與各水質(zhì)因子的相關(guān)程度不盡相同，區(qū)別于太湖等湖泊，鄱陽湖因其特殊的性質(zhì)，具有復(fù)雜的風(fēng)場和湖流形態(tài)特征，在今后的研究中應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對于鄱陽湖風(fēng)場和流場的連續(xù)監(jiān)測，分析考慮綜合環(huán)境因子（水文過程、氣象因素和水質(zhì)因子等）對于鄱陽湖營養(yǎng)化的影響。