丁建華周立志鄧道貴金顯文

(1.淮北師范大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院, 資源植物生物學(xué)安徽省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 淮北 235000; 2.安徽大學(xué)資源與環(huán)境工程學(xué)院, 生態(tài)工程與生物技術(shù)安徽省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 合肥 230039)

淮河干流軟體動物群落結(jié)構(gòu)及其與環(huán)境因子的關(guān)系

丁建華1周立志2鄧道貴1金顯文1

(1.淮北師范大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院, 資源植物生物學(xué)安徽省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 淮北 235000; 2.安徽大學(xué)資源與環(huán)境工程學(xué)院, 生態(tài)工程與生物技術(shù)安徽省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 合肥 230039)

2011年3月、6月、9月和12月對淮河干流11個采集點(diǎn)的底棲軟體類動物群落結(jié)構(gòu)進(jìn)行了調(diào)查研究,共記錄了軟體類動物9科26種, 其中位于最上游的桐柏金莊種類最少, 僅有3種分布, 而位于中下游的新城口種類達(dá)到15種?？傮w上看, 自上游至下游, 軟體動物種類的數(shù)量呈現(xiàn)一定的增多趨勢。Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表明軟體動物種類數(shù)量和生物密度與河道深度間分別存在顯著的正相關(guān)(r= 0.617,P= 0.043,n= 11)和負(fù)相關(guān)關(guān)系(r= ?0.654,P= 0.029,n= 11)。方差分析(One-way ANOVA)結(jié)果表明, Shannon-Wiener多樣性指數(shù)[F(3,40)= 0.225,P= 0.879]、Margalef豐富度指數(shù)[F(3,40)= 0.902,P= 0.449]、Pielou均勻性指數(shù)[F(3,40)= 0.841,P= 0.479]這3種指數(shù)以及生物量[F(3,40)= 1.931,P= 0.14]不存在顯著的季節(jié)性變化, 但生物密度[F(3,40)= 5.45,P= 0.003]卻存在極顯著的季節(jié)性變化。其中, 生物密度在6月份出現(xiàn)峰值[(90.13 ± 36.31) ind./m2], 最低值出現(xiàn)在12月份[(14.42 ± 2.78) ind./m2]; 生物量的變化不與生物密度變化同步, 其峰值出現(xiàn)在9月份[(155.08 ± 50.43) g/m2], 最低值則出現(xiàn)在3月份[(39.15 ± 14.08) g/m2]。相似性分析(One-way ANOSIM)結(jié)果表明, 軟體類動物群落在生物密度和生物量方面的優(yōu)勢物種組成上均無顯著的季節(jié)性差異, 其P值分別為0.082和0.514。生物密度在不同月份間的不相似百分比變化幅度從53.87%至59.12%, 而生物量的不相似百分比變化幅度則從58.76%至68.58%。冗余分析(Redundancy Analysis RDA)結(jié)果表明, 河寬、水深和砂質(zhì)型底質(zhì)為影響淮河干流底棲軟體類動物分布的主要環(huán)境因子。

淮河; 底棲軟體類; 群落結(jié)構(gòu); 相似性分析; 冗余分析

多數(shù)底棲軟體類動物與人類關(guān)系極為密切[1]。一方面可供人們食用、藥用或制作工藝制品, 或作為家畜、家禽的飼料及淡水魚類的餌料; 另一方面,有些種類是危害人體、家畜、家禽或魚類健康的寄生蟲中間宿主, 少數(shù)種類還可引起江河、湖泊沿岸的工廠中工業(yè)用水管道的堵塞, 使工業(yè)生產(chǎn)受到影響[2]。目前, 關(guān)于我國眾多湖泊軟體類分布的調(diào)查工作得到廣泛開展, 如撫仙湖[3]、鄱陽湖[3]以及長江中下游眾多湖泊[5]等。關(guān)于河流軟體類調(diào)查的研究數(shù)量也很多, 如漓江水系[6]、雅礱江[7]等。

淮河作為我國東部地區(qū)非常重要的一條河流,發(fā)源于河南省桐柏縣的太白山, 流經(jīng)河南、安徽和江蘇三省, 注入洪澤湖, 全長約1000 km, 水力比降為0.2‰。整個淮河流域總面積約為190000 km2, 地處亞熱帶與溫帶的過渡區(qū), 為我國主要的糧食產(chǎn)區(qū)。近幾年來, 由于農(nóng)藥、化肥的過度使用以及工業(yè)的快速發(fā)展, 淮河流域的水體環(huán)境持續(xù)惡化。然而, 對于淮河干流底棲軟體類動物的調(diào)查研究卻尚未見報道。本文通過對淮河干流底棲軟體類動物的調(diào)查研究, 揭示其群落結(jié)構(gòu)的分布特點(diǎn)及多樣性變化特征, 有助于深入了解河流生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)特征與變化趨勢, 亦可為淮河漁業(yè)、水環(huán)境監(jiān)控和綜合治理提供一定的理論依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 采樣時間和采樣點(diǎn)設(shè)置

2011年3月、6月、9月和12月對淮河干流進(jìn)行了取樣調(diào)查, 共設(shè)置有11個采樣點(diǎn)(1.桐柏金莊:32°23′43″N, 113°22′44″E; 2.長臺關(guān)大橋: 32°16′20″N, 114°01′52″E; 3.尹山: 32°18′35″N, 114°45′51″E; 4.淮濱: 32°25′47″N, 115°23′15″E; 5.王家壩: 32°25′21″N, 115°36′15″E; 6.魯臺子: 32°32′51″N, 116°33′56″E; 7.新城口: 32°46′41″N, 117°05′50″E; 8.蚌埠閘下: 32°57′13″N, 117°16′55″E; 9.臨淮關(guān): 32°54′42″N, 117°38′49″E; 10.盱眙大橋: 33°00′36″N, 118°28′49″E; 11.洪澤湖入口: 32°12′53″N, 118°36′24″E)。所有采樣點(diǎn)均經(jīng)GPS定位。

1.2 樣品的采集與鑒定

在11個采樣點(diǎn)中, 除了最上游的桐柏金莊和長臺關(guān)大橋這2個點(diǎn)位水位較淺外, 其余采樣點(diǎn)均水位較深, 最深可達(dá)16 m左右, 且兩岸坡度較陡, 因而采用改良的彼得生采泥器(有效采集面積為0.07 m2)在船上進(jìn)行樣品采集。在每個采集點(diǎn)的上下游1 km長的河段內(nèi), 每隔200 m設(shè)置一個采集斷面, 每個采集斷面根據(jù)河段的寬度成比例設(shè)置左、中、右(即河寬的1/4處、2/4處、3/4處)共3個亞采集點(diǎn)。每個亞采集點(diǎn)進(jìn)行3次有效采樣(即在由于石塊、樹枝等雜物的妨礙使得采泥器無法有效合攏而出現(xiàn)泥樣灑漏的情況下, 必須進(jìn)行重新采樣)。所采泥樣經(jīng)40目篩網(wǎng)濾洗后進(jìn)行現(xiàn)場挑揀, 挑揀出來的軟體類動物標(biāo)本用4%的福爾馬林溶液進(jìn)行固定, 然后帶回實(shí)驗(yàn)室鑒定, 并用濾紙吸去標(biāo)本表面的固定液,置于電子天平上進(jìn)行稱重(精確度為0.0001 g), 計算單位面積的生物密度和生物量(以鮮重計)。所采集樣品的鑒定參照相關(guān)文獻(xiàn)[1]。

在每個采集點(diǎn)進(jìn)行采樣時, 同時利用水質(zhì)參數(shù)分析儀(WMP-5, 北京華夏科創(chuàng)儀器技術(shù)有限公司生產(chǎn))測量水溫、溶解氧、pH、電導(dǎo)率、鹽度、溶解性總固體等理化指標(biāo), 利用超聲波流速儀(Starflow 6526E, Unidata Pty公司生產(chǎn))測定流速, 根據(jù)采泥器下沉的程度記錄水體深度, 河寬則采用GPS定位法進(jìn)行計算。所有上述定量參數(shù)在每個采樣點(diǎn)均測量3次, 最后求得平均值作為該采樣點(diǎn)的環(huán)境參數(shù)值。此外, 還同時記錄底質(zhì)類型?；春痈闪饔捎谒Ρ冉敌? 河道較寬深, 水體流速較慢, 使得其沉積作用顯著, 故其底質(zhì)異質(zhì)性較低。除了最上游的桐柏金莊和長臺關(guān)大橋這2個采集點(diǎn)底質(zhì)為細(xì)沙夾雜少量淤泥類型外, 其余各采集點(diǎn)的底質(zhì)均為淤泥夾雜少量細(xì)沙類型。各采集點(diǎn)的理化性質(zhì)(表1)。

1.3 數(shù)據(jù)分析

選擇以下3種生物指數(shù)對淮河干流軟體類動物的群落結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析評價: Shannon-Wiener多樣性指數(shù)式中, Pi為物種i抽樣個體數(shù)占全部抽樣個體總數(shù)的比率, S為物種總數(shù); Margalef豐富度指數(shù)d=(S?1)/ln N , 式中, S為物種數(shù)目, N為所有物種的個體數(shù)之和; Pielou均勻性指數(shù)J=H′/log2S, 式中, S為物種數(shù)目, N為所有物種的個體數(shù)之和, H′為Shannon-Wiener多樣性指數(shù)。

采用大型多元統(tǒng)計軟件PRIMER 5.0 (Plymouth routines in multivariate ecological research)對淮河干流軟體類動物群落結(jié)構(gòu)進(jìn)行SIMPER (Similarity percentages)和ANOSIM (Analysis of similarities)分析, 以揭示其群落結(jié)構(gòu)在生物密度和生物量優(yōu)勢種組成方面的季節(jié)性變化。在分析前對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行l(wèi)og10(x+1)轉(zhuǎn)換, 以便對稀有物種進(jìn)行加權(quán)[8]。

表1 淮河干流水體理化性質(zhì)(平均值±標(biāo)準(zhǔn)誤)Tab.1 The physical and chemical properties of the water for the mainstream of Huaihe River (Mean ± SE)

采用統(tǒng)計軟件SPSS 13.0對生物密度與生物量的季節(jié)性變化進(jìn)行One-way ANOVA分析, 由于該2項(xiàng)數(shù)據(jù)的原始數(shù)據(jù)離散程度較大, 故進(jìn)行l(wèi)og10(x+1)轉(zhuǎn)換以滿足方差分析所需的正態(tài)性。在進(jìn)行Pearson相關(guān)性分析時, 同樣對種類數(shù)、生物密度、河道深度與寬度進(jìn)行l(wèi)og10(x+1)對數(shù)轉(zhuǎn)換以消除極值對相關(guān)系數(shù)的影響。采用統(tǒng)計軟件CANOCO 4.5進(jìn)行冗余分析(Redundancy analysis, RDA), 以揭示軟體類動物分布與周圍環(huán)境間的相互關(guān)系。

2 結(jié)果

2.1 淮河干流軟體類動物群落組成與變化

經(jīng)鑒定, 淮河干流共有9科26種軟體類動物(表2), 其中位于最上游的桐柏金莊種類最少, 僅分布有3種, 而位于中下游的新城口種類達(dá)到15種。總體上看, 自上游至下游, 隨著河道深度與寬度的增加, 軟體動物種類的數(shù)量亦呈現(xiàn)逐漸增多的趨勢。Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表明軟體動物種類數(shù)量和生物密度與河道深度間分別存在顯著的正相關(guān)(r = 0.617, P = 0.043, n = 11)和負(fù)相關(guān)關(guān)系(r = ?0.654, P = 0.029, n = 11), 但種類數(shù)量和生物密度與河道寬度間則相關(guān)關(guān)系不明顯(r = 0.550, P = 0.080, n = 11和r = ?0.464, P = 0.151, n = 11)。而生物量與生物密度在各點(diǎn)位的變化趨勢較為一致, 均呈現(xiàn)中游較小、而上下游較大的態(tài)勢(圖1)。One-way ANOVA分析結(jié)果表明, Shannon-Wiener多樣性指數(shù)[F(3,40)= 0.225, P = 0.879]、Margalef豐富度指數(shù)[F(3,40)= 0.902, P = 0.449]、Pielou均勻性指數(shù)[F(3,40)= 0.841, P = 0.479]這3種指數(shù)以及生物量[F(3,40)= 1.931, P = 0.14]不存在顯著的季節(jié)性變化, 但生物密度[F(3,40)= 5.45, P = 0.003]卻存在及其顯著的季節(jié)性變化。其中,生物密度在6月份出現(xiàn)峰值[(90.13 ± 36.31) ind./m2],最低值出現(xiàn)在12月份[(14.42 ± 2.78) ind./m2]; 生物量的變化不與生物密度變化同步, 其峰值出現(xiàn)在9月份[(155.08 ± 50.43) g/m2], 最低值則出現(xiàn)在3月份[(39.15 ± 14.08) g/m2](圖2)。

2.2 淮河干流軟體類動物群落結(jié)構(gòu)的相似性分析

One-way ANOSIM分析結(jié)果表明, 軟體類動物群落在生物密度和生物量方面均無顯著季節(jié)性差異,其P值分別為0.082和0.514。生物密度的不相似百分比變化幅度從53.87%至59.12%, 其中6月份優(yōu)勢種類最多, 9月份最少, 而河蜆與銅銹環(huán)棱螺為所有時段共有的優(yōu)勢種(表3)。生物量的不相似百分比變化幅度則從58.76%至68.58%, 不同月份的優(yōu)勢種數(shù)為2—4種, 其中僅有河蜆為共有的優(yōu)勢種(表4)。

2.3 淮河干流軟體類動物分布與環(huán)境因子間的關(guān)系

利用CANOCO 4.5先進(jìn)行去趨勢對應(yīng)分析(Detrended Correspondence Analysis, DCA)以檢驗(yàn)其第1軸的梯度長, 其結(jié)果為2.3, 可見選擇線性模型比選擇單峰模型更為合理, 因此選擇冗余分析(Redundancy Analysis, RDA)進(jìn)行約束性排序[9](表5)。兩個物種排序軸近似垂直, 相關(guān)系數(shù)為0.07, 兩個環(huán)境排序軸的相關(guān)系數(shù)為0, 說明排序軸與環(huán)境因子間線性結(jié)合的程度很好地反映了物種與環(huán)境之間的關(guān)系, 排序結(jié)果是可靠的[10]。通過蒙特卡羅置換檢驗(yàn)(Monte carlo permutation test)對環(huán)境變量進(jìn)行自動篩選, 最后得出河寬(Width)、水深(Depth)和砂質(zhì)型底質(zhì)(Sand)為影響淮河干流底棲軟體類動物分布最主要的3個環(huán)境因子, RDA排序結(jié)果(圖3)。

3 討論

軟體類的分布尺度有三個層次: 不同區(qū)系間的生物地理尺度、同一區(qū)系內(nèi)的不同水體尺度、以及同一水體內(nèi)不同棲息生境尺度[11]。對于不同的尺度層次, 軟體類的分布和數(shù)量均受到不同因子的顯著影響[12]。其中有非生物因子(如溫度[13]、pH[14]、底質(zhì)類型[15]等)和生物因子(如競爭[16]、捕食[17]、生物干擾[15,18]等)。地處最上游的桐柏金莊處的軟體類動物種類數(shù)量最少, 一方面是因?yàn)樯嫌瓮ǔ］^下游具有更高程度的流速可變性[19,20], 這種不穩(wěn)定的環(huán)境條件從而成為限制某些軟體類動物存在的關(guān)鍵因素[20]; 另一方面, 對于過濾性取食方式的軟體類動物來說, 上游可利用的食物也常較下游少[21]。在中、下游河段, 由于河水沖刷沉淀作用, 其底質(zhì)多為淤泥型, 底質(zhì)顆粒較小, 通常含有高濃度的有機(jī)物顆粒, 這對于軟體類動物來說意味著潛在的食物來源[22]。因此, 淮河干流的軟體種類自上游至下游呈現(xiàn)出一定程度的增加趨勢。但這并不表明水體越深,軟體動物種類數(shù)和個體數(shù)就越多。這是因?yàn)楫?dāng)水流過深時, 光照的衰減會導(dǎo)致初級生產(chǎn)力降低, 從而使得水流深度與底棲動物多度間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系[23],在本研究中軟體動物生物密度與水深之間的關(guān)系也體現(xiàn)了這一點(diǎn)。實(shí)際上, 當(dāng)水深為16—50 cm時, 底棲動物群落的物種數(shù)和生物密度是最高的[24]。

圖1 淮河干流各采樣點(diǎn)的生物密度與生物量(a)和相應(yīng)河道深度與寬度(b)Fig.1 Spatial variation of density and biomass (a) and river depth and width (b) at each sampling site in the mainstream of Huaihe River

圖2 淮河干流底棲軟體類動物多樣性指數(shù)(Shannon-Wiener多樣性指數(shù)、Margalef豐富度指數(shù)、Pielou均勻度指數(shù))、生物密度與生物量的時間變化(平均值±標(biāo)準(zhǔn)誤)Fig.2 Temporal variation of diversity (Shannon-Wiener index, Margalef index and Pielou evenness index), density and biomass of mollusca in the mainstream of Huaihe River (Mean ± SE)

圖3 淮河干流軟體類動物種類與環(huán)境因子的DCA排序圖(種名全稱參見表2)Fig.3 DCA ordination diagrams of mollusca in the mainstream of Huaihe River between the species and environmental variables (Full species names are listed in Table 2)

軟體動物生物密度在中游河段的淮濱、王家壩、魯臺子和蚌埠閘下這4個點(diǎn)位均呈較低水平, 除中游河段水體較深這一因素外, 還應(yīng)與人類采砂活動的嚴(yán)重干擾密切相關(guān)。比如, 據(jù)現(xiàn)場觀察, 在淮濱采樣點(diǎn)的上下1500 m的河段內(nèi)分布有采砂船28只,蚌埠閘下更是受到采砂和泄洪的雙重影響。而同樣位于中游河段的新城口, 其生物密度處于較高水平,正是由于此處未見有明顯采砂活動。除上游的桐柏金莊和尹山這2個點(diǎn)位外, 其余9個點(diǎn)位的生物量均不同程度的高于生物密度, 這應(yīng)與物種組成相關(guān)。在上游砂質(zhì)型底質(zhì)中主要分布有小型河蜆和螺類, 中、下游則更適合大型的瓣鰓類如楔形麗蚌、圓頭楔蚌等。

軟體類的生物密度出現(xiàn)明顯的季節(jié)性變化是多方面因素共同作用的結(jié)果, 如溫度、底質(zhì)等[25]。在本研究中, 軟體類動物的密度在6月份為最大, 這應(yīng)該還與其季節(jié)性垂直遷移有關(guān)。有研究表明, 軟體類在底質(zhì)中的位置會出現(xiàn)季節(jié)性變化。冬季由于溫度下降, 軟體類會向下遷移, 乃至整個身體都深埋在底質(zhì)中。到5月中旬則開始向上遷移, 到6月則位于底質(zhì)表面的軟體類數(shù)量達(dá)到最大, 9月過后又向深層遷移[26]。由于不同時期優(yōu)勢種的組成不同,生物密度與生物量的季節(jié)性變化常常出現(xiàn)不同步現(xiàn)象?；春榆涹w動物生物量的季節(jié)性變化與其他研究相一致[25], 其最高值出現(xiàn)在9月份, 這與其9月份的物種組成中較多的出現(xiàn)了楔形麗蚌是密切相關(guān)的。楔形麗蚌為一種較大型蚌類, 在本研究中, 其平均體重為61.6 g/ind., 故它的存在大大增加了9月份底棲軟體類的生物量。

表3 淮河干流軟體動物優(yōu)勢種平均密度(ind./m2)及其對組內(nèi)相似性貢獻(xiàn)百分比的時間變化Tab.3 Temporal variation of the mean density (ind./m2) of dominant species for each group and the contribution (%) to within group similarity of the mollusca in the mainstream of Huaihe River

表4 淮河干流軟體動物優(yōu)勢種平均生物量(g/m2)及其對組內(nèi)相似性貢獻(xiàn)百分比的時間變化Tab.4 Temporal variation of the mean biomass (g/m2) of dominant species for each group and the contribution (%) to within group similarity of the mollusca in the mainstream of Huaihe River

表5 冗余分析(Redundancy analysis RDA)結(jié)果Tab.5 Results of canonical correspondence analysis

在影響淮河底棲軟體類分布的3個主要因素中,河流寬度對湖球蜆和中國淡水蟶這2種淡水貝類的影響最為顯著。該2種貝類主要分布于江蘇省境內(nèi)的太湖、高郵湖等大型湖泊以及與其相通的河道中[1,27]。本研究結(jié)果表明, 湖球蜆可沿淮河深入到安徽省境內(nèi)的新城口處, 中國淡水蟶則深入到王家壩處。自王家壩而下, 為淮河中、下游河段, 其河面均較為寬闊, 使得其分布看似受河寬制約。但可以認(rèn)為, 并不是因?yàn)槠浞植际軐挾扔绊? 而正是因?yàn)槠浞植伎赡苁艿踪|(zhì)類型、流速、人為干擾等作用還未能擴(kuò)散到河道較窄的淮河上游。實(shí)際上, 中國淡水蟶在一些小河道中亦有分布[28], 說明它受寬度制約的程度有限。在小的空間尺度上, 即在同一水體內(nèi)不同棲息生境間, 對底棲軟體類動物的分布和數(shù)量起著決定性作用的常常是底質(zhì)類型[15]及其小生境的穩(wěn)定性[11]。在本研究中, 砂質(zhì)型底質(zhì)對河蜆、中國尖嵴蚌等雙殼類的分布有著重要影響, 對卵蘿卜螺、赤豆螺、銅銹環(huán)棱螺等腹足類的影響則更為顯著, 說明了螺類對砂質(zhì)型底質(zhì)的偏愛[28]。然而, 砂質(zhì)型底質(zhì)是最不穩(wěn)定的[29], 在決定軟體類分布方面,底質(zhì)的穩(wěn)定性常遠(yuǎn)較其類型更為重要[30]。在本研究中, 絕大多數(shù)軟體類的分布與水深存在極為密切的關(guān)系正是反映了它們對穩(wěn)定底質(zhì)的需求。在決定底質(zhì)可利用性和適宜性方面, 水流速度起著關(guān)鍵性的作用[15], 而淮河干流的水深和流速在整個調(diào)查期間均沒有出現(xiàn)明顯波動。另外, 在影響軟體類分布的眾多環(huán)境因素中, 溶解氧濃度和pH是最為重要的2個因素。過低的溶解氧濃度會限制軟體類的分布[13],其臨界值約為6 mg/L左右[31]。而當(dāng)pH小于7.0水質(zhì)酸化時, 軟體類動物面臨Ca2+大量丟失的風(fēng)險,進(jìn)而影響其生長發(fā)育, 并最終致死[32]。在本研究中,雖然溶解氧濃度和pH均出現(xiàn)了明顯的季節(jié)性變化,但其最小值[(7.14±0.28) mg/L和7.2±0.22]均不同程度地高于其臨界值, 從而不對軟體類的生存產(chǎn)生脅迫作用, 因此, 這種季節(jié)性變化仍然可被視作穩(wěn)定的生活環(huán)境。正是由于流速、溶解氧、pH等這些環(huán)境因子始終處于穩(wěn)定狀態(tài), 從而維持了軟體類動物所生存的穩(wěn)定空間, 包括底質(zhì)和水化學(xué)條件, 進(jìn)而使得整個淮河干流底棲軟體類動物在生物多樣性、群落相似性等諸多方面亦保持相對穩(wěn)定狀態(tài)而未呈現(xiàn)明顯的季節(jié)性變化。

河流的規(guī)模越大, 其開發(fā)利用的程度通常也越大, 包括航運(yùn)、養(yǎng)殖、采砂作業(yè)等[29], 其中采砂作業(yè)所產(chǎn)生的干擾作用對于河流環(huán)境條件的影響尤為顯著[33]。采砂作業(yè)一方面破壞了河床底質(zhì)的穩(wěn)定性;另一方面, 其激起的懸浮泥沙會增加水體的濁度、降低陽光的照射深度, 減弱水生植物的光合作用,從而影響水生植物的生長, 減少水體的溶氧含量,亦可堵塞軟體動物的外套腔和鰓, 從而對這些動物的分布產(chǎn)生重要影響[29]。因此, 為了保護(hù)淮河軟體類動物多樣性資源, 有關(guān)管理部門應(yīng)合理安排、科學(xué)指導(dǎo)沿河的采砂活動, 這對保護(hù)淮河軟體類動物資源、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)利用至關(guān)重要。

致謝:

感謝安徽大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院的周忠澤教授、趙秀霞、劉剛、劉雪花、羅子君、韓飛園、周非、吳可浩、鄭猛, 以及淮北師范大學(xué)生命科學(xué)學(xué)院的楊威、邵元啟、袁龍、何向輝、王猛猛對本研究野外采集工作的大力協(xié)助。

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COMMUNITY STRUCTURE OF BENTHIC MOLLUSCA AND ITS RELATIONSHIP WITH ENVIRONMENTAL FACTORS IN THE MAINSTREAM OF HUAIHE RIVER

DING Jian-Hua1, ZHOU Li-Zhi2, DENG Dao-Gui1and JIN Xian-Wen1
(1.Anhui Key Laboratory of Resource and Plant Biology, School of Life Sciences, Huaibei Normal University, Huaibei 235000, China; 2.Anhui Key Laboratory of Eco-engineering and Bio-technique, School of Resources and Environmental Engineering, Anhui University, Hefei 230039, China)

The benthic mollusca community structure at eleven sampling sites in Huaihe River was investigated in March, June, September and December 2011.A total of 26 species from 9 families were recorded.Thereinto, only 3 species occurred in the first upriver site: Tongbaijinzhuang, and 15 species occurred in the downriver site: Xinchengkou.There were remarkable correlations between water depth and the number of species (r= 0.617,P= 0.043,n= 11), and water depth and density (r = ?0.654, P = 0.029, n = 11).Consequently, the number of species showed a certain increasing trend from upriver to downriver sites.The results of One-way ANOVA showed that there were insignificant seasonal variations in three biocenotic indices (Shannon-Wiener diversity index [F(3,40)= 0.225, P = 0.879], Margalef index [F(3,40)= 0.902, P = 0.449], and Pielou evenness index [F(3,40)= 0.841, P = 0.479]) and biomass [F(3,40)= 1.931, P = 0.14], but not in density [F(3,40)= 5.45, P = 0.003].The mean maximal density [(90.13 ± 36.31) ind./m2] occurred in June while the minimum [(14.42 ± 2.78) ind./m2] appeared in December.Different with the former, the mean maximal biomass [(155.08 ± 50.43) g/m2] occurred in September while the minimum [(39.15 ± 14.08) g/m2] appeared in March.The results of One-way ANOSIM showed that there was no remarkable seasonal change in mollusca community structure at density and biomass composition (both P > 0.05).The average dissimilarity of density between months ranged from 53.87% to 59.12%, while from 58.76% to 68.58% in biomass.Redundancy Analysis (RDA) showed that river width, water depth and the type of substrate were the main environmental variables deciding the spatial distributions and species richness in Huaihe River.

Huaihe River; Benthic Mollusca; Community Structure; ANOSIM; RDA

Q145+.2

A

1000-3207(2013)02-0367-09

10.7541/2013.28

2012-03-29;

2012-08-05

丁建華(1979—), 男, 江西瑞昌人; 博士; 研究方向?yàn)榈讞锷鷳B(tài)學(xué)。E-mail: jianhuad2004@gmail.com

鄧道貴(1969—), 男, 安徽巢湖人; 博士; 研究方向?yàn)樗飳W(xué); Tel: 0561-3802381, E-mail: dengdg@263.net