劉 瀟，薛 瑩，紀毓鵬，徐賓鐸，任一平 （中國海洋大學(xué)水產(chǎn)學(xué)院，山東 青島 266003）

基于主成分分析法的黃河口及其鄰近水域水質(zhì)評價

劉 瀟，薛 瑩，紀毓鵬，徐賓鐸*，任一平 （中國海洋大學(xué)水產(chǎn)學(xué)院，山東 青島 266003）

于2013年6、7、10月在黃河口及鄰近水域進行了3個航次的環(huán)境調(diào)查，獲取了鹽度、營養(yǎng)鹽、COD及重金屬等指標數(shù)據(jù)，利用主成分分析法（PCA）研究該海域的水質(zhì)狀況，并分析影響該海域水質(zhì)的主要驅(qū)動因子.結(jié)果表明：應(yīng)用主成分分析將14項調(diào)查指標轉(zhuǎn)換提取為4種主成分，共解釋了67.31%的結(jié)果.相關(guān)分析表明，影響該水域水質(zhì)的主要驅(qū)動因子為氮營養(yǎng)鹽、鹽度、SiO32--Si和砷.主成分綜合得分分析表明，黃河口及鄰近水域2013年10月、7月、6月水質(zhì)污染狀況依次降低；空間上總體呈現(xiàn)出以黃河入海口為中心，向鄰近海域遞減，河口附近及南部水域污染較嚴重的格局.黃河徑流污染物是主要污染源，應(yīng)加強黃河口及其上游的水環(huán)境保護，從而改善黃河口及鄰近水域水質(zhì)狀況.

黃河口；水質(zhì)評價；主成分分析

近年由于陸源污染物的輸入，渤海近岸海域污染日趨嚴重，海洋生態(tài)環(huán)境變化較大［1］.河口生態(tài)系統(tǒng)位于河流與海洋生態(tài)系統(tǒng)的交匯處，系統(tǒng)內(nèi)部物理、化學(xué)及生物因素多變，形成河口區(qū)獨特的環(huán)境和生物組成特征［2］.黃河每年向河口附近海域注入大量營養(yǎng)鹽，為浮游植物的生長和繁殖提供了豐富的營養(yǎng)［3］，同時也造成部分水域污染［1］.近岸海域營養(yǎng)鹽的分布和變化是評價海域環(huán)境狀況的重要指標，影響到海洋生物生產(chǎn)力和生物資源的變動［4］.一些學(xué)者對黃河口及其鄰近海域營養(yǎng)鹽的分布狀況及富營養(yǎng)化進行了研究［1，3，4-6］，但綜合營養(yǎng)鹽與重金屬指標進行水質(zhì)評價的研究較少.

主成分分析法（PCA）是研究水體富營養(yǎng)化評價方法之一，能夠從眾多變量中篩選出主要獨立的綜合因子［7］，在保留原始主要信息的同時，使彼此之間不相關(guān)，比原始變量具有優(yōu)勢［8］，已被廣泛應(yīng)用于重金屬污染評價及水域營養(yǎng)鹽評價［4，9-11］.

本文根據(jù)2013年6、7、10月在黃河口及其鄰近水域環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)，運用主成分分析方法，對黃河口及其鄰近水域的水質(zhì)狀況進行了研究，分析水質(zhì)污染的主要驅(qū)動因素；以主成分綜合評分研究黃河口及鄰近水域營養(yǎng)鹽及重金屬的時空變化格局，并分析其影響因素，以期為黃河口及鄰近水域環(huán)境保護和治理提供依據(jù).

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域與調(diào)查時間

數(shù)據(jù)來源于2013年6、7月（夏季）、10月（秋季）在黃河口及鄰近水域進行的3個航次的環(huán)境調(diào)查.調(diào)查范圍為37.65°N～38.20°N，118.85°E～119.68°E，以黃河入?？跒橹行?，向外呈輻射狀設(shè)置5條斷面，中間3條斷面各有4個站位，兩側(cè)斷面各設(shè)置3個站位，河口附近的調(diào)查站位較密集（圖1）.

1.2 樣品采集及檢測

鹽度采用RBR-XR-424型CTD進行測定，氨鹽使用水楊酸-次氯酸鹽光度法；亞硝酸鹽的測定使用鹽酸α—萘胺比色法；硝酸鹽使用α—萘胺鋅還原法；磷酸鹽使用磷鉬蘭法；COD采用堿性高錳酸鉀氧化法；硅酸鹽的測定是硅鉬黃比色法；銅、鉛、鋅、鎘、鉻的測定方法為原子吸收分光光度法；汞、砷的測定方法為原子熒光法，分析方法詳見《海洋監(jiān)測規(guī)范》［12］.

1.3 主成分分析

本文的分析指標為鹽度（x1），NH3-N（x2），COD（x7），鉛（x8），鎘（x9），銅（x10），鋅（x11），汞（x12），砷（x13）和鉻（x14）.數(shù)據(jù)采用表層海水和底層海水的各指標的平均值.

1.3．1 統(tǒng)計檢驗 使用主成分分析的前提條件是原始數(shù)據(jù)各個變量之間有較強的線性相關(guān)關(guān)系，其適用性檢驗方法有巴特萊特球性檢驗（Bartlett test of sphercity）和KMO（Kaiser-Meyer-Olkin-Measure of Sampling Adequacy）檢驗［13］.

巴萊特球性檢驗的理論依據(jù)源于多元正態(tài)總體協(xié)方差矩陣的檢驗理論，差異檢驗值顯著時認為數(shù)據(jù)適合進行主成分分析；KMO檢驗是從比較原始變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的相對大小進行檢驗，其值接近1，則變量適合進行主成分分析［14］.

1.3．2 評價方法的建立 （1）原始數(shù)據(jù)標準化原始樣本矩陣為［15］：

式中：n為樣本個數(shù)，每個樣本有p項指標，本文中n為54（18個調(diào)查站位，3個航次），p為14.

數(shù)據(jù)進行標準化處理，按如下公式進行，獲得均值為0，標準差為1的標準化數(shù)據(jù)［16］.

式中：Zij表示第i站位j指標的標準化值；xij表示第i站位j指標的實測值表示第j個指標的平均值表示第j個指標的方差.

（2）相關(guān)系數(shù)矩陣：原始數(shù)據(jù)處理后得標準化數(shù)據(jù)矩陣，計算其對應(yīng)的相關(guān)系數(shù)矩陣R，并計算R的特征值與特征向量［15，17］.

R的特征值λi（i=1，2，...p），將其按大小排列為λ1≥λ2≥…λp≥0，即為主成分的方差，其大小描述了對應(yīng)主成分對原始樣本的權(quán)重［15］.每個特征根對應(yīng)的特征向量為lg1，lg2，…lgp.通過特征向量將標準化的指標轉(zhuǎn)化為主成分［18］：

F1為第1主成分，…，F(xiàn)p為第p主成分.

（3）確定主成分個數(shù)：根據(jù)主成分方差累計貢獻率大于80%～90%［17］或特征值大于1.0的原則確定主成分個數(shù)m［19］.

（4）主成分綜合得分：主成分綜合評價根據(jù)如下公式計算［15］：每一個樣本先求前m個主成分的值，即

1.3．3 水質(zhì)狀況時空分布 主成分分析得到各月每個站位的綜合得分（Fi），構(gòu)建黃河口及其鄰近水域主成分綜合得分箱線圖和時空分布圖.箱線圖以簡單的組合圖形將數(shù)據(jù)批的分布形狀直觀地表現(xiàn)出來［20］，便于進行黃河口及鄰近水域不同月份水質(zhì)狀況的比較.利用R 2.13.0軟件完成圖形構(gòu)建［21］.

主成分綜合得分能夠反映水體的水質(zhì)狀況，得分越高，水質(zhì)污染狀況越嚴重利用Surfer 11軟件，得到各月水質(zhì)狀況的空間分布圖［4，22］，直觀表現(xiàn)黃河口及鄰近水域各站位的水質(zhì)狀況.

1.3．4 相關(guān)分析 本文使用斯皮爾曼檢驗（Spearman's test）來分析主成分得分和原始變量的相關(guān)系數(shù)，從較多參數(shù)中提取與水質(zhì)狀況有關(guān)的控制因素，分析黃河口及鄰近水域水質(zhì)污染的驅(qū)動因子［23-24］.

上述主成分分析及相關(guān)分析應(yīng)用統(tǒng)計軟件IBM SPSS Statistic19進行［25］.

2 結(jié)果與討論

2.1 黃河口及鄰近水域水質(zhì)主成分分析

本研究中，KMO統(tǒng)計量為0.787，Bartlett 的球形檢驗值小于 0. 001，說明主成分分析法的適用性好，變量間存在相互關(guān)系，不相互獨立，符合主成分分析要求.利用特征值根大于1的原則篩選出的前4種主成分解釋了67.31%的結(jié)果.各主成分的特征根、方差、累計方差及因子載荷如表1、表2所示.

表1 相關(guān)矩陣的特征根、方差及累計方差貢獻率Table 1 Eigenvalues， variance contribution and its accumulated contribution rate in principal components

表2 主成分中因子載荷Table 2 Various factors loadings in principal components

主成分1對總方差的貢獻率為37.11%，鋅、NH3-N、在其中占有較高權(quán)重.本研究中，NH3-N（0.093±0.10mg/L）、（0.50±0.27mg/ L）和鋅（29.79±29.11ug/L）濃度明顯高于歷史資料［1，26］，這可能主要受黃河污染物排海影響［27］，因此，主成分1可視為污染壓力指標.主成分2對總方差的貢獻率為14.01%，主要代表了鹽度、營養(yǎng)鹽、硅營養(yǎng)鹽.以硅藻為優(yōu)勢種的黃河口及鄰近水域的浮游植物對鹽度有一定的選擇性和耐受性［28-29］；無機氮和無機硅等營養(yǎng)物質(zhì)為浮游植物提供營養(yǎng)物質(zhì)基礎(chǔ)［30］.因此，稱主成分2為浮游植物生長理化環(huán)境指標.主成分3對總方差貢獻率為8.32%，主要代表汞；主成分4對總方差的貢獻率為7.87%，主要代表鉛.

2.2 黃河口及鄰近水域水質(zhì)時空變化特征

圖2 各月主成分綜合得分箱線圖Fig.2 Boxplot of comprehensive scores of the principal components in each month

箱線圖表明，6月、7月主成分綜合得分相近且較低，中位數(shù)分別為-0.8和-0.6；10月綜合得分明顯高于6、7月，中位數(shù)為1.4，并存在異常值點（圖2）.黃河口及鄰近水域10月水質(zhì)污染嚴重，6、7月污染較輕，這可能是由于6、7月水溫較高，光照時間長，浮游植物的光合作用較強，水體中無機氮、磷酸鹽被浮游植物利用而濃度降低.另一方面，10月水溫降低光照減弱，浮游植物種群密度降低［4］，且調(diào)水調(diào)沙使黃河的營養(yǎng)鹽向河口輸送非常集中［31］，造成各營養(yǎng)鹽及重金屬濃度上升，污染嚴重.

圖3 主成分綜合得分空間分布Fig.3 Spatial distribution of the comprehensive scores of principal components

黃河口及鄰近水域水質(zhì)綜合得分有明顯的空間變化，總體由黃河口水域到鄰近水域呈現(xiàn)出降低趨勢，南部水域水質(zhì)污染較北部嚴重，北部沿岸水域（38.00°N～38.15°N，119.00°E～119.10°E）出現(xiàn)綜合得分最低值（圖3）.張繼民［6］也得出黃河口南部營養(yǎng)鹽濃度往往高于北部的結(jié)論.

由圖3得出，各月主成分綜合得分由黃河口及南部水域到北部及外海水域呈現(xiàn)出降低趨勢.黃河攜泥沙等入海后，在潮流和波浪等動力下，向外海和沿岸擴散［32］.另一方面，黃河口水域漲潮時潮流向東南流動，落潮時由萊州灣流向外海，存在逆時針大環(huán)流［32］，且渤海灣北部海流呈反時針方向回轉(zhuǎn)［33］，不利于黃河入海營養(yǎng)鹽等向北部擴散，因此在黃河口北部沿岸水域水質(zhì)污染狀況較輕（圖3）.

2.3 水質(zhì)污染的驅(qū)動因子

各參數(shù)與主成分之間的相關(guān)系數(shù)如表3所示，NH3-N、鹽度、和砷分別與主成分1、主成分2、主成分3和主成分4相關(guān)性最顯著（P＜0.01）.NH3-N、和分別與4個主成分顯著正相關(guān)（P＜0.01），重金屬元素大多與各主成分呈顯著負相關(guān)（P＜0.01）.因此，氮營養(yǎng)鹽、鹽度、和砷是黃河口及鄰近水域水質(zhì)污染的主要驅(qū)動因子.

鹽度作為重要的物理因子，對藻類的生長及水體富營養(yǎng)化有重要影響［34］.在本文中鹽度與主成分2呈顯著負相關(guān)（r=-0.719，P＜0.01），這可能是由于黃河沖淡水攜大量營養(yǎng)鹽沖入河口區(qū)，造成河口區(qū)營養(yǎng)鹽等濃度升高，水質(zhì)污染，受沖淡水影響鹽度降低，從而形成了負相關(guān)趨勢，外海區(qū)營養(yǎng)鹽濃度降低而鹽度升高.在黃河口改道前后鹽度含量的分布趨勢均與營養(yǎng)鹽相反，近岸底，遠岸高［35］.

NH3-N、和統(tǒng)稱為溶解無機氮（DIN），分別與主成分1、2、3顯著相關(guān)，其中硝酸氮是有機氮轉(zhuǎn)化為無機氮的最終產(chǎn)物.黃河口及鄰近水域的無機氮處于過剩和累積狀態(tài)［36］，是影響該水域富營養(yǎng)化的主要因子之一.本文無機氮中所占比例最大，與張繼民等［6］在黃河口附近海域研究結(jié)果一致.本研究中磷酸鹽濃度的普遍較低，這可能是由于水體中懸浮物有吸附-解吸磷酸鹽的效應(yīng)［37］.

與20世紀80年代資料相比［38］，黃河口及鄰近水域的溶解態(tài)砷含量沒有明顯增加.黃河口及鄰近水域重金屬元素與各主成分主要呈負相關(guān)，不與營養(yǎng)鹽含量的變化趨勢相同，可能是由于重金屬污染物進入水體后，很快被水體中的懸浮物吸附，轉(zhuǎn)入底泥，降低可溶性濃度［39］.與2008年黃河口及鄰近水域的營養(yǎng)鹽濃度相比［1］，本文調(diào)查的硝酸鹽、COD濃度較高，亞硝酸鹽濃度稍低， 6、7月磷酸鹽濃度與之相當，10月磷酸鹽濃度稍高.2013年6、7、10月硅酸鹽濃度均在0.37mg/L左右，稍低于2005年的檢測濃度［6］.

表3 各因子與主成分之間的斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)Table 3 Spearman's correlation coefficient between the factors and principal components PCs

3 結(jié)論

3.1 運用主成分分析方法將14個水質(zhì)指標綜合為4個主成分，解釋了67.31%的結(jié)果，能夠基本反映原指標信息.應(yīng)用主成分綜合得分評價了黃河口及鄰近水域的水質(zhì)污染狀況，黃河口及鄰近水域2013年10月水質(zhì)污染嚴重、7月、6月污染程度較低，空間上總體呈現(xiàn)出以黃河入海口為中心，向鄰近海域遞減，河口附近及南部水域污染嚴重的格局.

3.2 黃河口及鄰近水域水質(zhì)污染的主要驅(qū)動因子為氮營養(yǎng)鹽、鹽度、SiO3-Si和砷，重金屬元素大多與各主成分呈顯著負相關(guān).

3.3 通過對黃河口及鄰近水域水質(zhì)的時空變化及主要驅(qū)動因子分析，認為應(yīng)加強黃河口及其上游的水質(zhì)保護和污染防治工作，控制黃河徑流污染物，防止黃河口及鄰近水域水質(zhì)進一步惡化.

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An assessment of water quality in the Yellow River estuary and its adjacent waters based on principal component analysis.

LIU Xiao， XUE Ying， JI Yu-peng， XU Bin-duo*， REN Yi-ping （College of Fisheries， Ocean University of China，Qingdao 266003， China）. China Environmental Science， 2015，35（10）：3187～3192

Three surveys were conducted in the Yellow River estuary and its adjacent waters in June and July October 2013 for collecting the information on the 14 environmental variables including salinity， nutrients， COD and heavy metals. Principal component analysis （PCA） was used for analyzing the collected data and the potential driving variables influencing the water quality were evaluated. Four principal components were extracted from the 14 environmental variables， which explained 67.31% of the total variance in the original data set. Principal component analysis demonstrated that DIN， salinity，Si and As were the dominating factors influencing the water quality in the Yellow River estuary and its adjacent waters. The PCA analysis indicated that pollution was more serious in the Yellow River estuary than in its adjacent waters， and the pollution in the southern area was more serious than that in the northern area. The most serious pollution occurred in October， followed by July and June. The Yellow River runoff was the main source of the estuary pollution. Management measures should be taken to protect environments along the Yellow River in order to improve the water quality in the Yellow River estuary and its adjacent waters.

Yellow River estuary；water quality assessment；principle component analysis

X55

A

1000-6923（2015）10-3187-06

劉 瀟（1991-），女，河北石家莊人，中國海洋大學(xué)碩士研究生，主要從事漁業(yè)資源與生態(tài)環(huán)境研究.發(fā)表論文1篇.

2015-02-07

公益性行業(yè)（農(nóng)業(yè)）科研專項經(jīng)費項目（201303050）資助

* 責任作者， 講師， bdxu@ouc.edu.cn