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柳江流域大型底栖动物群落结构及其与水质因子的关系

李鑫, 邓培雁, 刘威

李鑫, 邓培雁, 刘威. 柳江流域大型底栖动物群落结构及其与水质因子的关系[J]. 华南师范大学学报(自然科学版), 2021, 53(5): 53-61. DOI: 10.6054/j.jscnun.2021075
引用本文: 李鑫, 邓培雁, 刘威. 柳江流域大型底栖动物群落结构及其与水质因子的关系[J]. 华南师范大学学报(自然科学版), 2021, 53(5): 53-61. DOI: 10.6054/j.jscnun.2021075
LI Xin, DENG Peiyan, LIU Wei. The Macrobenthos Community Structure and Its Relationships with Water Quality Factors in the Liujiang River Basin[J]. Journal of South China Normal University (Natural Science Edition), 2021, 53(5): 53-61. DOI: 10.6054/j.jscnun.2021075
Citation: LI Xin, DENG Peiyan, LIU Wei. The Macrobenthos Community Structure and Its Relationships with Water Quality Factors in the Liujiang River Basin[J]. Journal of South China Normal University (Natural Science Edition), 2021, 53(5): 53-61. DOI: 10.6054/j.jscnun.2021075

柳江流域大型底栖动物群落结构及其与水质因子的关系

基金项目: 

国家自然科学基金项目 52000081

详细信息
    通讯作者:

    邓培雁,Email:dpy213@126.com

  • 中图分类号: X835

The Macrobenthos Community Structure and Its Relationships with Water Quality Factors in the Liujiang River Basin

  • 摘要: 以柳江流域23个点位为例,研究了不同水文季节(3月和6月)水质因子(DO、CODMn、NH3-N、As、Hg、Cd、Pb)对底栖动物群落结构的影响,2次调查共鉴定出底栖动物4门7纲16目54科68属(种),种类相似系数为83.76%,物种丰富度表现为枯水期略高于丰水期,底栖动物优势种在枯、丰水期分别有4种和2种,具有明显的季节演替. DCA和TWINSPAN分析结果显示:柳江流域底栖动物群落结构在时空分布上存在一定差异,主要表现为枯、丰水期均有3个不同的底栖动物类群大致依次分布在该流域干流及支流的源头、中上游及下游,群落内指示物种呈现出由清洁种逐渐过渡到耐污种的变化. 指示物种分析结果(ISA)显示:在枯水期,共有8种底栖动物能作为柳江源头和大环江上游群落的指示种,分别为四节蜉属(Baetis sp.)、锯形蜉(Serratella sp.)、溪泥甲一属(Zaitzevia sp.)、短脉纹石娥属(Cheumatopsyche sp.)、蜗虫(Dugesia sp.)、朝大蚊属(Antocha)、摇蚊属(Chironomus sp.)和细蜉属(Caenis sp.),其他类群无显著指示种;在丰水期,共有5种底栖动物能作为群落划分的指示种,其中,方格短沟蜷(Semisulcospira cancellata)、钉螺(Oncomelania sp.)是柳江中上游的指示种,汉森安春蜓(Amphigomphus hansoni)、河蚬(Corbicula fluminea)、卷扁螺(Gyraulus compressus)是柳江下游的指示种. CCA分析结果显示:CODMn和DO是枯、丰水期均对柳江流域底栖动物群落分布有重要影响的水质驱动因子,而重金属因子(Cd、Pb、Hg)在枯水期对底栖动物分布影响较大, NH3-N在丰水期对底栖动物分布影响较大.
    Abstract: In order to study the influence of water quality factors (DO, CODMn, NH3-N, As, Hg, Cd, Pb) on macrobenthos community structure in different hydrological seasons in the Liujiang River basin, investigations were conducted in the Liujiang River basin and 4 phyla, 7 classes, 16 orders, 54 families and 68 genera (species) of macrobenthos were identified. The Czekanowsiki is 83.76% and the species richness is slightly higher in the dry season than in the wet season. There were 4 and 2 dominant species of macrobenthos in dry and wet seasons respectively, showing obvious seasonal succession. The results of TWINSPAN and DCA analysis show that there are certain differences in the temporal and spatial distribution of the macrobenthos community structure in the Liujiang River basin. In both the dry and the wet season, there are 3 different macrobenthos communities distributed respectively around the source, the upper and middle reaches and the lower reaches of the main stream and tributaries of the river. The indicator species in the community show a gradual transition from clean species to pollution-tolerant species. The results of indicator species analysis shows that, in the dry season, there are a total of 8 macrobenthos species that can be used as indicator species for the communities at the source of the Liujiang River and the upper reaches of the Dahuan River, namely Baetis sp., Serratella sp., Zaitzevia sp., Cheumatopsyche sp., Dugesia sp., Antocha, Chironomus sp. and Caenis sp., and the other communities have no significant indicator species. In the wet season, there are 5 macrobenthos species that can be used as indicator species for community division, among which Semisulcospira cancellata and Oncomelania sp. are indicator species in the middle and upper reaches of the Liujiang River and Amphigomphus hansoni, Corbicula fluminea and Gyraulus compressus are indicator species in the lower reaches of the Liujiang River. The CCA analysis results show that CODMn and DO are the water quality factors that have important effects on the macrobenthos community structure in the Liujiang River basin in the dry and wet seasons, the heavy metal factors (Cd, Pb, Hg) have a greater impact on the distribution of macrobenthos in the dry season, and NH3-N has a greater impact on the distribution of macrobenthos in the wet season.
  • 素数在公钥密码算法中广泛使用,公钥密码算法是基于难解性问题设计的,因此不需要像对称密码算法一样需要安全的信道传输密钥,但是公钥密码算法的计算量和大素数生成的资源开销较大。如:RSA算法[1]需要生成2个相同比特长度的素数pq, 然后计算公钥(n, e) (n=p·q),以及计算私钥d=e-1 mod φ(n),其中e为随机数并与φ(n)互素。因为素数具有分布不均匀性,导致素数生成算法依赖于增量算法来寻找随机数的邻近素数,所以大素数的生成开销较大。

    最原始生成素数的方法是选取一个随机奇数进行素性测试,如果不是素数则重新选取一个随机奇数,直到找到一个素数[2]。1980年,RABIN[3]提出了Miller-Rabin概率素性测试算法,该算法可以概率性检测输入的整数是否为合数。1988年,BEAUCHEMIN等[4]将Miller-Rabin概率素性测试算法用于检验随机整数是否是素数的可靠性问题。1991年,BRANDT等[5]对原始素数生成算法进行改进,提出了增量算法:在素性测试失败后,通过加2的方式寻找邻近的素数,从而提高算法效率。1992年,BRANDT和DAMGARD[6]对文献[5]的增量算法进行了详细的性能分析。2000年,JOYE等[7]改进了文献[5]的增量算法,降低了素性测试的次数,提出了M-J素数生成算法。2006年,JOYE和PALIIER[8]对文献[7]提出的M-J素数生成算法的参数选取进行了优化,提出了M-J特例素数生成算法。2011年,雷文等[9]改进了Miller-Rabin素性测试方法,增加了预测试环节,设计了快速大素数算法;汤鹏志和李彪[10]基于概率论的方法,改进了Era-tosthenes筛法并构建素数库,通过分析素数库中素数尾数的分类频数和表达式下素数频率,使用Miller-Rabin算法对形如Pmi×n+1(Pi为小素数)的整数进行校验,设计了快速大素数生成算法。2017年,郑朝霞等[11]在素性测试阶段,通过并行实现小素数擦拭和Miller-Rabin素性测试,从而减少了小素数单独运算消耗时间。2018年,李峰等[2]归纳并总结了原生素数生成算法、现代素数生成算法,并进行了性能比较分析。2019年,刘彦鑫[12]基于中国剩余定理实现素数搜索的算法,研究了素数在多维空间的分布规律,减少在某个区间搜索的整数数量,从而提高了素数搜索的效率。

    本文是对改进的增量素数生成算法[2]进行改进,改进的增量素数生成算法中,起始状态是选取一个与小素数乘积互素的奇数,每次素性测试失败后,重新随机选取奇数,并将其与小素数的乘积求和。改进的增量素数生成算法在生成较短长度(512 bit)的素数时有更好的性能,但是在生成1 024 bit以上长度的素数时的性能较弱。为了得到一个可拓展长度的快速素数生成算法,本文基于中国剩余定理与门限的理念,设计了基于中国剩余定理的门限素数生成算法(TCPG)。具体地说,TCPG算法通过中国剩余定理求解小素数数组的同余方程组,从而获得初始状态;然后,在素性测试失败后,采用门限思想生成门限值个随机数,再求解同余方程组,从而提高素数生成的效率。

    增量素数生成算法由BRANDT等[5]提出,后来被抽象成算法1[2]的形式。两者的区别是:(1)算法1的初始化变量p与小素数乘积μ互素,小素数乘积通常为2×3×5×…×…≤p,其中p表示p的比特长度;(2)增量过程从p=p+2变成了p=p+μ

    表  算法1  改进的增量素数生成算法[2]
    Input:所需素数的比特位数n和小素数乘积μ=r(n)i=1pi
    Output:素数pend while
    取与μ互素、长度为n bit的随机奇数p
    while T(p)==false do
    p=p+μ
    返回p
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    中国剩余定理又称为“孙子定理”,是求解一次同余方程组的方法。设m1, m2, …, mn是两两互素的正整数,有M=ni=1mi,则同余方程组可表示为:

    {xr1(modm1)  ,xrn(modmn)  

    此方程有唯一解:

    x=ni=1riMiM1i  , (1)

    其中,Mi=M/mi, Mi-1Mi≡1 mod mi

    中国剩余定理提供了求解同余方程组的方法[12],同时还提供了一种数值映射的方法:选取n个两两互素的正整数m1, m2, …, mn,然后求解同余方程组,得到1个与n个小素数互素的准素数。中国剩余定理素数生成算法(算法2)的核心思想是利用这种数值映射方法寻找素数。

    表  算法2  中国剩余定理素数生成算法
    Input:所需素数比特位数n和小素数乘数μ=r(n)i=1pi
    Output:素数p
    预计算:
    for i=1 to r(n)do
    θi=(μpi)[(μpi)1modpi]
    end
    主运算:
    p=0
    while T(p)==false do
    for i=0 to r(n)do
    p=p+x×θi
    end
    end
    返回p
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    中国剩余定理素数生成算法在素性测试失败后,需要更新全部随机数后才求解同余方程,导致消耗过多的时间。为了解决此问题,TCPG算法根据素数比特长度选取合适的小素数数组,然后寻找该数组中最优的门限值k(门限值k代表需要更新随机数的个数);在素性测试失败后仅更新k个随机数,降低随机数的生成个数,从而提高素数生成效率。由于随机数是通过中国剩余定理在小素数数组中计算得到的,因此在素性测试中可以减少小素数擦拭次数,提高素性测试执行效率。为了生成给定区间[qmin, qmax]或其间隔中均匀分布的素数p,由式(1)可知x=ni=1riMiM1i。当ri=1时,x=ni=1MiM1i, 为最小值;当ri=pi时,x=ni=1piMiM1i,为最大值。则x[ni=1MiM1i,ni=1piMiM1i][qmin,qmax](如图 1所示),其中r(n)是一个关于n的整数函数,满足2×p2×…×pr(n)+1n

    图  1  x的值域
    Figure  1.  Range of x

    TCPG算法可以先通过预计算同余方程中的MiMi-1来减少每轮的计算量,然后通过更新门限个随机数来重构素数p,具体如算法3所示。

    表  算法3  TCPG算法
    Input:所需素数比特位数nΠ、门限值t
    Output:素数p
    预计算:
    for i=1 to r(n)do
    θi=(Πpi)[(Πpi)1modpi]
    end
    主运算:
    c=0, p=0
    for i=1 to r(n)-t do
    c=c+x×θi
    end
    while T(p)==false do
    pc
    for i=r(n)-t to r(n)do
    p=p+x×θi
    end
    end
    返回p
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    本节将首先探究TCPG算法的门限值k对素数生成平均时长的影响,然后基于Miller-Rabin概率素性测试算法[3],将TCPG算法与原生素数生成算法、增量素数生成算法[5]、改进的增量算法[2]、M-J特例算法[7]、改进的M-J算法[8]和中国剩余定理素数生成算法[12](简称CRT)进行对比实验。

    首先,分析不同门限值k对TCPG算法的性能影响。为了寻找小素数数组中的最优门限值k,研究当TCPG算法生成不同长度的素数时,不同门限值对素数生成平均时长的影响。实验环境为Go语言编程,运行在Intel i3-8350K@4.00 GHz处理器上,对每个k进行10 000次实验。

    图 2可知随机数的更新个数和素数生成平均时长没有明显的线性关系,因此,不同小素数的组合都需要通过实验来确定该数组的最优门限值k。本文采用的小素数数组在TCPG算法中生成1个长度为512 bit的素数的最优门限值k为6,所需平均时长为7.80 ms;生成1个长度为1 024 bit的素数的最优门限值k为3,所需平均时长为53.30 ms;生成1个长度为2 048 bit的素数的最优门限值k为18,所需平均时长为505.78 ms。

    图  2  TCPG算法的不同k值性能分析图
    Figure  2.  Performance analysis diagram of different k values of TCPG algorithm

    测试环境为Go语言编程, 运行在Intel i3-8350K@4.00 GHz处理器上;TCPG算法在生成长度分别为512、1 024、2 048 bit的素数的门限值均为2.1节得到的最优门限值。

    由平均时长和平均素性判定次数(表 1)可知TCPG算法生成1个长度为512 bit的素数的平均时长略多于改进的增量算法所需时长,但是,在生成长度为1 024 bit和2 048 bit的素数的平均时长最短:TCPG算法生成1个长度为512 bit的素数的平均时长为7.80 ms,比CRT算法降低了18.6%;生成1个长度为1 024 bit的素数的平均时长为53.30 ms, 比CRT素数降低了7%;生成1个长度为2 048 bit的素数的平均时长为505.78 ms, 比CRT算法降低了5%。

    表  1  素数生成算法性能分析
    Table  1.  Performance analysis of prime number generation algorithm
    素数长度 平均时长/ms
    原生素数生成算法 增量素数生成算法 改进的增量算法 M-J特例算法 改进的M-J算法 CRT算法 TCPG算法
       512     9.64     9.57     7.73      18.70     9.97     9.26     7.80
    1 024   76.78   75.97   58.80    996.72   56.00   57.33   53.30
    2 048 827.12 830.57 611.81 4 028.00 560.32 532.20 505.78
    素数长度 平均素数判定次数
    原生素数生成算法 增量素数生成算法 改进的增量算法 M-J特例算法 改进的M-J算法 CRT算法 TCPG算法
       512 176 174   32    190 112   49   50
    1 024 354 351   66    709 120   59   58
    2 048 705 710 134 1 062 240 108 109
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    另外,实验算法统一进行30次Miller-Rabin概率素性测试,每个算法生成的素数可信度为(1-(1/4)30)*100%≈100%,也就是说,实验在生成十万个大素数的情况下,最多只有0个假素数,因此实验的结果是可信的。

    为了提高大素数生成的效率,本文基于中国剩余定理对改进的增量素数生成算法进行了改进,设计了基于中国剩余定理的门限素数生成算法(TCPG)。然后基于Miller-Rabin素性测试算法,将TCPG算法与原生素数生成算法、增量素数生成算法、改进的增量算法、M-J特例算法、改进的M-J算法和中国剩余定理素数生成算法(简称CRT)进行对比实验。实验结果表明TCPG算法生成1个长度为512 bit的素数的平均时长(7.80 ms)略多于改进的增量算法所需时长(7.73 ms),但是,生成长度为1 024 bit和2 048 bit的素数的平均时长最短:TCPG算法在Miller-Rabin素性测试算法下生成1个长度为512 bit的素数的平均时长为7.80 ms,比CRT算法减少1.46 ms;生成1个长度为1 024 bit的素数用时需53.30 ms,比改进的增量素数生成算法、CRT算法分别减少5.50、4.30 ms;生成1个长度为2 048 bit的素数用时需505.78 ms,比改进的增量素数生成算法、CRT算法分别减少106.03、54.54 ms。

    本文仅给出了TCPG算法的实现和性能分析,实际应用时需考虑侧信道信息的泄露[13]和算法的安全性问题[14];若要用于RSA方案,则还需要保证使用的是强素数[15]

  • 图  1   柳江采样点分布图

    Figure  1.   The location of sampling sites in the Liujiang River basin

    图  2   柳江各样点底栖动物个体总数分布图

    Figure  2.   The amounts of macrobenthos in the Liujiang River basin

    图  3   柳江各样点底栖动物物种丰富度分布图

    Figure  3.   The species richness of macrobenthos in the Liujiang River basin

    图  4   柳江流域大型底栖动物采样点在DCA轴上的分布

    Figure  4.   The distribution of sampling sites of Liujiang River basin in the DCA

    图  5   柳江流域环境因子与物种组成的CCA排序图(枯水期)

    Figure  5.   The CCA biplot of environmental variables and species composition in the Liujiang River basin (dry season)

    1: Cheumatopsyche sp.; 2: Macromidae; 3: Antocha; 4: Simulium sp.; 5: Chironomus sp.; 6: Epeorus sp.; 7: Choroterpes sp.; 8: Baetis sp.; 9: Afronurus rubromaculata; 10: Labiobaetis ancoralis; 11: Labiobaetis atrebatinus orientalis ; 12: Procloeon sp.; 13: Caenis sp.; 14: Serratella sp.; 15: Micronecta; 16: Zaitzevia sp.; 17: Protohermes sp.; 18: Sulcospira cf hainanensis; 19: Sinotaia sp.; 20: Stenothyra sp.; 21: Radix sp.; 22: Semisulcospira sp.; 23: Tarebia granifera ; 24: Physa sp.; 25: Galba sp.; 26: Limnoperna lacustris; 27: Macrobrachium sp.; 28: caridina sp.; 29: Corbicula fluminea; 30: Glossiphonia sp.; 31: Dugesia sp.

    图  6   柳江流域环境因子与物种组成的CCA排序图(丰水期)

    Figure  6.   The CCA biplot of environmental variables and species composition in the Liujiang River basin (wet season)

    1: Cheumatopsyche sp2; 2: Amphigomphus hansoni; 3: Leptogomphus intermedius; 4: Baetis sp.; 5: Labiobaetis ancoralis; 6: Labiobaetis atrebatinus orientalis; 7: Habrophlebiodes gilliesi; 8: Ordobrevia sp.; 9: Bezzia sp.; 10: Culex sp.; 11: Chironomussp.; 12: Micronecta sp.; 13: Micronecta quadristrigata; 14: Neocaridina serrata; 15: Corbicula fluminea; 16: Galba pervia; 17: Gyraulus compressus; 18: Sinotaia sp.; 19: Bellamya sp.; 20: Physa acuta; 21: Semisulcospira cancellata; 22: Melanodies sp.; 23: Tarebia granifera; 24: Oncomelania sp.; 25: Radix auricularia; 26: Radix swinhoei.

    表  1   柳江流域采样点地理位置分布表

    Table  1   The locations of sampling sites in the Liujiang River basin

    采样点 河流 干/支流 经度 纬度 采样点 河流 干/支流 经度 纬度
    S1 都柳江 干流 107°35.29′ 25°51.49′ S13 大环江 支流 108°18.14′ 24°53.46′
    S2 都柳江 干流 108°30.46′ 25°55.13′ S14 大环江 支流 108°09.10′ 24°43.34′
    S3 都柳江 干流 108°54.16′ 25°44.37′ S15 大环江 支流 108°08.49′ 24°42.51′
    S4 都柳江 干流 109°24.23′ 25°42.21′ S16 小环江 支流 108°28.04′ 24°34.24′
    S5 融江 干流 109°23.51′ 25°13.12′ S17 龙江 支流 108°28.12′ 24°34.04′
    S6 融江 干流 109°15.12′ 25°03.15′ S18 龙江 支流 108°39.13′ 24°29.60′
    S7 打狗河 支流 107°46.57′ 25°34.49′ S19 柳江 干流 109°10.23′ 24°40.15′
    S8 打狗河 支流 107°53.22′ 25°25.04′ S20 柳江 干流 109°15.03′ 24°31.45′
    S9 龙江 支流 107°51.33′ 24°50.05′ S21 柳江 干流 109°23.53′ 24°19.47′
    S10 龙江 支流 107°55.02′ 24°44.56′ S22 柳江 干流 109°40.19′ 23°57.21′
    S11 大环江 支流 108°15.19′ 25°23.26′ S23 柳江 干流 109°31.52′ 23°50.30′
    S12 大环江 支流 108°12.21′ 50°00.54′
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    表  2   柳江流域大型底栖无脊椎动物优势种组成(Y≥0.02)

    Table  2   The composition of dominant macrobenthos species in the Liujiang River basin(Y≥0.02)

    时期 种类 占总个数的比例Pi/% 出现频率fi/% 优势度Y
    枯水期 萝卜螺属Radix 7.64 69.57 0.053
    摇蚊属Chironomus 5.13 43.48 0.022
    小划蝽属Micronecta 16.80 39.13 0.066
    囊螺属Physa 6.60 39.13 0.026
    丰水期 新米虾属Neocaridina 10.15 47.83 0.049
    小划蝽属Micronecta 14.75 21.74 0.032
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    表  3   柳江流域大型底栖动物主要群落分布类型

    Table  3   The distribution types of main macrobenthic communities in the Liujiang River basin

    时间 类群 采样点位
    枯水期 A1 S7、S8、S12、S13、S14、S15、S19、S22
    A2 S2、S3、S4、S5、S6、S9、S10、S16、S17、S18、S20、S21、S23
    A3 S1、S11
    丰水期 B1 S7、S11、S12、S13、S14、S19、S21、S22、S23
    B2 S2、S3、S4、S5、S6、S16、S17
    B3 S1、S8、S15
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    表  4   柳江大型底栖动物群落划分及指示物种分析

    Table  4   The community division of macrobenthos in the Liujiang River basin and the indicator species analysis

    时期 类群 指示种 指示值 P
    枯水期 A3 Baetis sp. 1.000 0.005**
    Serratella sp. 1.000 0.005**
    Zaitzeviasp. 1.000 0.005**
    Cheumatopsyche sp. 0.999 0.005**
    Dugesia sp. 0.967 0.005**
    Antocha 0.994 0.001**
    Chironomus sp. 0.918 0.019*
    Caenis sp. 0.705 0.048*
    丰水期 B2 Semisulcospira cancellata 0.845 0.010**
    Oncomelania sp. 0.756 0.032*
    B3 Amphigomphus hansoni 0.816 0.018*
    Corbicula fluminea 0.816 0.012*
    Gyraulus compressus 0.816 0.018*
    注: * *表示P<0.01,*表示P<0.05.
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    表  5   柳江流域水质理化因子特征(平均值±标准差)

    Table  5   The characteristics of water quality factors in the Liujiang River basin(Mean±SD)

    水质因子的质量浓度 枯水期 丰水期 P
    A1 A2 A3 B1 B2 B3
    ρ(DO)/(mg·L-1) 7.67±1.58 8.29±0.89 9.21±0.21 8.15±1.19 10.37±0.85 10.46±0.80 11.71±1.19 10.61±0.96 0.000**
    ρ(CODMn)/(mg·L-1) 1.65±0.59 1.37±0.42 1.05±0.21 1.44±0.49 1.96±0.42 1.51±0.29 1.90±0.44 1.78±0.42 0.003**
    ρ(NH3-N)/(mg·L-1) 0.15±0.14 0.27±0.62 0.02±0.02 0.21±0.47 0.29±0.21 0.18±0.14 0.24±0.20 0.24±0.18 0.009**
    ρ(As)/(μg·L-1) 8.630±8.314 6.460±7.881 11.000±4.243 7.609±7.674 1.956±1.528 1.437±0.506 1.057±0.501 1.623±1.128 0.228
    ρ(Hg)/(μg·L-1) 0.025±0.055 0.007±0.017 0.013±0.035 0.032±0.023 0.033±0.024 0.020±0.020 0.031±0.022 0.000**
    ρ(Cd)/(μg·L-1) 0.109±0.308 0.02±0.038 0.049±0.181 0.314±0.323 0.181±0.077 0.207±0.139 0.248±0.234 0.000**
    ρ(Pb)/(μg·L-1) 2.611±2.639 1.509±1.323 1.26±0.438 1.870±1.868 15.732±36.913 3.126±0.935 6.060±4.031 9.561±25.395 0.001**
    注: * *表示P<0.01,*表示P<0.05.
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    表  6   CCA排序轴对应的特征值、物种-水质因子相关性及累积变化率

    Table  6   The Eigenvalues, species-environment correlation and changing percentages for CCA axis

    时期 排序轴 特征值 物种-水质因子相关性 物种数据累积变化率/% 物种-水质因子关系累积变化率/%
    枯水期 1 0.579 0.894 8.5 23.6
    2 0.549 0.901 16.5 45.9
    3 0.411 0.854 22.5 62.7
    4 0.370 0.891 28.0 77.7
    丰水期 1 0.582 0.909 11.8 32.7
    2 0.408 0.851 20.1 55.6
    3 0.310 0.867 26.4 73.0
    4 0.216 0.805 30.8 85.1
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    表  7   CCA前2轴与水质因子相关系数

    Table  7   The correlations between water quality factors and the first two axes of CCA

    水质因子 枯水期 丰水期
    轴1 轴2 轴1 轴2
    DO -0.813 8 -0.032 9 -0.520 9 -0.607 0
    CODMn 0.104 4 0.852 0 -0.818 1 0.013 7
    NH3-N 0.233 6 0.097 5 0.160 7 0.346 2
    As 0.271 0 -0.054 8 0.259 9 0.217 4
    Hg 0.057 7 0.433 3
    Cd 0.046 2 0.572 0 0.115 3 0.287 9
    Pb 0.246 0 0.461 6 -0.008 7 0.007 7
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出版历程
  • 收稿日期:  2021-01-18
  • 网络出版日期:  2021-11-10
  • 刊出日期:  2021-10-24

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