素 a 与气温、COD
Mn
等显著正相关
，与气压显著负
相关
； 湖心区叶绿素 a 与水位、气温、TN 等显著正
相关
； 6 监测点位平均值显示西半湖叶绿素 a 与气
温、水位、COD
Mn
等显著正相关．
考虑环境因子间具有相互依赖的耦合效应
，
在叶绿素 a 与单因子相关性分析外
，进行了任意
两环境影响因子间的相关性度量
，其中气温和气
压显著负相关
（ 相关系数 － 0. 951） ，和 DO 显著负
相关
（ 相关系数 － 0. 686） ． 在建立预测模型时，可
适当排除此类冗余环境因子． 本文分析了水体叶
绿素 a 质量浓度与任意一个或多个环境理化因子
的相关关系强弱
，即计算叶绿素 a 与水质、气象、
水文各组因子和各单因子的偏相关性度量． 由表
1 可知
，在分组分析中，水体叶绿素 a 分别与各组
因子中的 TN、COD
Mn
、气温、水位等显著正相关
，
与气压显著负相关
； 在单因子分析中，水体叶绿素
a 分别与 TN、COD
Mn
、水位等显著正相关． 在偏相
关分析中
，水华的主要影响因子集中为水质因子．
水 体 的 N、P 等 与 藻 类 生 长 有 密 切 关
系
［10 － 12］
，并不是藻类生长的限制因子而仅是主要
营养源
［13］
． 根据本文的分析结果
，在过滤掉其他
因子的依赖性影响后
，巢湖西半湖水中 TN 对叶
绿素 a 质量浓度相关性较强
； 如果加上多环境因
子之间的耦合作用
，则气温、水位等水文气象因子
呈现出对叶绿素 a 质量浓度有较强的影响作用．
已有研究表明
，水温升高能够促进藻类活性，加快
营养 盐 的 迁 移 转 化 过 程
，为 藻 类 生 长 提 供 推
动力
［14］
．
表 1 2005 ～ 2009 年巢湖西半湖叶绿素 a 质量浓度和环境理化因子的相关系数
环境理
化因子
南淝河
入湖区
十五里河
入湖区
塘西
入湖区
派河
入湖区
新河
入湖区
西半湖
湖心
入湖区 5
点位平均
6 点位平均
简单相关
分组偏相关 单因子偏相关
TN
－ 0. 109
0. 035
－ 0. 018
0. 269
0. 265
0. 309
0. 042
0. 193
0. 530
0. 449
TP
0. 074
0. 131
0. 277
0. 195
0. 356
0. 264
0. 187
0. 234
0. 216
0. 075
BOD
0. 093
0. 130
0. 251
0. 360
0. 076
0. 132
0. 184
0. 131
－ 0. 022
－ 0. 134
DO
－ 0. 134
－ 0. 090
－ 0. 241
－ 0. 125
－ 0. 115
－ 0. 179
－ 0. 267
－ 0. 215
0. 136
0. 167
pH
0. 123
0. 239
0. 296
0. 131
0. 114
0. 086
0. 129
0. 200
0. 221
0. 205
氨氮
－ 0. 092
－ 0. 176
0. 104
－ 0. 099
－ 0. 056
0. 100
－ 0. 187
－ 0. 059
0. 154
－ 0. 193
COD
Mn
0. 131
0. 264
0. 612
0. 478
0. 254
0. 294
0. 448
0. 309
0. 388
0. 432
气温
0. 394
0. 270
0. 376
0. 342
0. 305
0. 316
0. 458
0. 386
0. 418
0. 265
风速
－ 0. 064
－ 0. 232
－ 0. 067
0. 032
0. 014
－ 0. 045
－ 0. 081
－ 0. 060
－ 0. 036
－ 0. 135
气压
－ 0. 421
－ 0. 171
－ 0. 312
－ 0. 317
－ 0. 213
－ 0. 222
－ 0. 379
－ 0. 291
－ 0. 337
0. 155
相对湿度
0. 211
0. 158
0. 116
0. 086
0. 151
0. 128
0. 192
0. 159
0. 006
0. 093
日照时数
0. 069
0. 060
0. 251
0. 129
0. 025
0. 097
0. 147
0. 120
0. 252
0. 112
水位
－ 0. 078
0. 311
0. 088
－ 0. 068
0. 389
0. 422
0. 205
0. 375
0. 412
0. 412
2. 3
叶绿素 a 与环境因子的逐步回归分析
从以上相关性分析中可以看出
，在不同监测
点位各环境理化因子对湖水中藻类叶绿素 a 质量
浓度的影响各异
，为了找到相对重要的影响因
子
，通过逐步回归分析方法，以叶绿素 a 质量浓度
为因变量
，各影响因子为自变量，建立多元线性回
归方程
，并对得到的参数以及线性关系的显著性
进行检验
（ 方差分析 F 值显著水平 P ≤0. 05） ．
巢湖西半湖各监测点位叶绿素 a 质量浓度与
环境影响因子的逐步回归结果见表 2． 从入湖区 5
监测点位平均值和 6 点位平均值来看
，对叶绿素
a 质量浓度影响较显著的驱动因子集中为水位、
COD
Mn
、
气温、TN 等． 水位在南淝河入湖区、新河
入湖区和湖心区呈正相关
，COD
Mn
在十五里河入
湖区、塘西入湖区和派河入湖区呈正相关
，气温在
塘西入湖区、新河入湖区和湖心区呈正相关
，TN
在新河入湖区和湖心区呈正相关
，氨氮在派河入
湖区和新河入湖区呈负相关
； 此外还有风速和气
压在南淝河入湖区呈负相关
，pH 在塘西入湖区呈
正相关
，TP 在新河入湖区呈正相关等．
表 2
巢湖西半湖 2005 ～ 2009 年各样点叶绿素 a 质量浓度和水体理化因子的多元回归统计
监测点
回归方程式
复相关系数 修正 R
2
F
南淝河入湖区
ρ（ Chla） = 2. 452 － 0. 036v
W
－ 0. 002P
A
0. 511
0. 235
10. 051
十五里河入湖区
ρ（ Chla） = － 0. 393 + 0. 042L
W
+ 0. 009COD
Mn
0. 445
0. 170
7. 035
塘西入湖区
ρ（ Chla） = － 0. 319 + 0. 032pH + 0. 013COD
Mn
+ 0. 001T
A
0. 720
0. 493
20. 128
派河入湖区
ρ（ Chla） = － 0. 02 － 0. 038ρ（ NH
4
－ N
） + 0. 014COD
Mn
0. 559
0. 288
12. 949
新河入湖区 ρ（ Chla） = － 0. 637 + 0. 065 L
W
+ 0. 093ρ（ TP） + 0. 003 T
A
+ 0. 022ρ（ TN） － 0. 03ρ（ NH
4
－ N
） 0. 738
0. 502
12. 917
西半湖湖心
ρ（ Chla） = － 0. 95 + 0. 097 L
W
+ 0. 026ρ（ TN） + 0. 004 T
A
0. 413
0. 521
5. 857
入湖区平均
ρ（ Chla） = － 0. 424 + 0. 027 L
W
+ 0. 018pH + 0. 008COD
Mn
+ 0. 001 T
A
0. 695
0. 446
12. 854
全平均
ρ（ Chla） = － 0. 752 + 0. 075 L
W
+ 0. 018ρ（ TN） + 0. 007COD
Mn
+ 0. 002 T
A
0. 747
0. 525
17. 333
·
0
7
·
哈
尔
滨
工
业
大
学
学
报
第 43 卷