劉聚濤，方少文*，馮 倩，吳智導(dǎo)，韓 柳，黃佳聰，白秀玲（.江西省水利科學(xué)研究院，江西省鄱陽(yáng)湖水資源與環(huán)境重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，江西 南昌 009；.中國(guó)科學(xué)院南京地理與湖泊研究所，江蘇 南京 0008；.河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院，河南 開封 475004）

基于Mann-Kendall法的湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換突變分析

劉聚濤1，方少文1*，馮 倩1，吳智導(dǎo)1，韓 柳1，黃佳聰2，白秀玲3（1.江西省水利科學(xué)研究院，江西省鄱陽(yáng)湖水資源與環(huán)境重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，江西 南昌 330029；2.中國(guó)科學(xué)院南京地理與湖泊研究所，江蘇 南京 210008；3.河南大學(xué)環(huán)境與規(guī)劃學(xué)院，河南 開封 475004）

采用變化趨勢(shì)與傾向率、Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)法和突變點(diǎn)分析法對(duì)1981～2008年間太湖湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換關(guān)鍵因子總氮（TN）、總磷（TP）和葉綠素a（Chla）進(jìn)行突變識(shí)別，結(jié)果表明，（1）TN、TP和Chla分別在0.05、0.10和0.05水平上呈顯著增加趨勢(shì)；（2）TN濃度在1990～1991年間和1994～1995年間發(fā)生了兩次突變；TP濃度突變點(diǎn)發(fā)生在1987～1988年；Chla濃度歷史變化存在三個(gè)階段，1981～1989年為第一階段，尚未產(chǎn)生突變階段，第二階段為1990～1996年，突變過(guò)渡階段，第三階段為1997～2008年，屬于突變后的狀態(tài)；（3）綜合TN、TP和Chla濃度歷史變化存在不同階段，結(jié)合各因子的歷史變化序列，太湖湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換突變點(diǎn)為1988年和1997年，并把太湖劃分為三個(gè)階段，第一階段為1981～1987年， TP濃度為0.025mg/L，屬于草藻共存，接近于清水穩(wěn)態(tài)階段；第二階段為1988～1996年， TP濃度為0.086mg/L，屬于藻草共存階段；第三階段為1997到2008年， TP濃度為0.103mg/L，屬于藻型濁水穩(wěn)態(tài).研究結(jié)果表明Mann-Kendall法在湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換突變分析中具有一定的適用性.

Mann-Kendal法；突變分析；關(guān)鍵因子；穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換；太湖

我國(guó)約60%的淡水湖泊集中在東部沿海和長(zhǎng)江中下游地區(qū)，多數(shù)屬于淺水湖［1］，并存在不同程度的富營(yíng)養(yǎng)化趨勢(shì)［2］.伴隨著湖泊富營(yíng)養(yǎng)化現(xiàn)象，湖泊生態(tài)系統(tǒng)在一定條件下呈現(xiàn)草型湖和藻型湖的穩(wěn)定狀態(tài)，并在景觀上表現(xiàn)為草型和藻型［3-4］.穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)化理論用于描述系統(tǒng)狀態(tài)發(fā)生本質(zhì)、漸進(jìn)和持續(xù)的轉(zhuǎn)變過(guò)程［5］，國(guó)內(nèi)外專家對(duì)湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)化理論進(jìn)行了深入的研究［3，6-9］，研究結(jié)果表明營(yíng)養(yǎng)鹽［10-11］、藍(lán)藻水華［10-11］、風(fēng)浪［12-13］、水位［14-15］、光照［16］和底質(zhì)等條件是湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換的外部環(huán)境因子，其中營(yíng)養(yǎng)鹽是決定草型、藻型湖泊生態(tài)系統(tǒng)是否穩(wěn)定的最關(guān)鍵因子［1，17-19］.在湖泊多穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)化研究中，通常把沉水植物多少作為湖泊生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)態(tài)的指示物種，以TP、TN和Chla等營(yíng)養(yǎng)鹽為關(guān)鍵影響因子.湖泊生態(tài)系統(tǒng)多穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)化過(guò)程及驅(qū)動(dòng)因子研究將有助于理解當(dāng)前水環(huán)境問(wèn)題的本質(zhì)，為制定湖泊管理策略與實(shí)施評(píng)估提供有效的工具，為生態(tài)修復(fù)提供理論支撐［20］.

目前針對(duì)湖泊生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換的應(yīng)用研究相對(duì)較少，并集中于沉水植物消亡時(shí)間與營(yíng)養(yǎng)鹽指標(biāo)對(duì)應(yīng)關(guān)系研究或者運(yùn)用多指標(biāo)進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)［21-22］，缺少了湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換突變點(diǎn)的定量研究. Mann-Kendall 法［23-26］作為趨勢(shì)檢驗(yàn)和突變點(diǎn)分析的有效手段已經(jīng)得到廣泛應(yīng)用.本研究以太湖為研究對(duì)象，以TN、TP和Chla濃度為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，采用Mann-Kendall 法對(duì)太湖生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換關(guān)鍵因子進(jìn)行突變分析，驗(yàn)證Mann-Kendall方法在湖泊生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換分析中的適用性，認(rèn)識(shí)太湖水生態(tài)環(huán)境演變特征及其趨勢(shì)，為太湖湖泊生態(tài)環(huán)境保護(hù)與提供有效手段，為其他湖泊生態(tài)系統(tǒng)狀態(tài)穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換定量研究提供技術(shù)支撐.

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域

太湖是我國(guó)第三大淡水湖，位于北緯30°56'～31°34'，東經(jīng)119°54'～120°36'之間，地處江蘇省南部、太湖流域中部，面積為2338km2，湖泊長(zhǎng)度69km，平均寬度34km，平均水深1.89m［27］.自20世紀(jì)70年代末80年代初開始，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)法發(fā)展水平的不斷發(fā)展，大量污染物進(jìn)入太湖，導(dǎo)致湖泊水體嚴(yán)重污染，湖泊富營(yíng)養(yǎng)化日趨嚴(yán)重，在太湖北部的梅梁灣，富營(yíng)養(yǎng)化水平較高，每年出現(xiàn)大量的藍(lán)藻水華，通常發(fā)生藍(lán)藻水華災(zāi)害［28］.

1.2 變化趨勢(shì)與傾向率［29］

變化趨勢(shì)與傾向率的方法通常采用一次線性方程回歸表示:

式中:t為年份，a1為線性傾向率.若a1大于0，表示該序列呈上升趨勢(shì)；若a1小于0，表示該序列呈下降趨勢(shì).

圖1 太湖位置及其概化圖Fig.1 Sketch and location of Taihu Lake

1.3 Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)方法［26］

Mann-Kendall法是關(guān)于觀測(cè)值序列的秩次和時(shí)序的秩相關(guān)檢驗(yàn).假設(shè)H0為時(shí)間序列x1，x2，…，xn服從n個(gè)獨(dú)立的、隨機(jī)變量同分布的樣本，那么統(tǒng)計(jì)變量S的計(jì)算公式為:

式中:Ri和Rj分別為xi和xj的秩次.當(dāng)n＞8，實(shí)測(cè)數(shù)據(jù)服從獨(dú)立且同分布的假設(shè)時(shí)，統(tǒng)計(jì)變量S服從正態(tài)分布，其均值和方差滿足下式:

式中:E（S）為均值；Var（S）為方差.

統(tǒng)計(jì)量Z成為Kendall秩次相關(guān)系數(shù)，當(dāng)n增加時(shí)，Z很快收斂于標(biāo)準(zhǔn)化正態(tài)分布，給顯著性水平α，其雙尾檢驗(yàn)臨界值為Zα/2.當(dāng)|Z|＜ Zα/2，序列趨勢(shì)不顯著；當(dāng)|Z|＞ Zα/2，序列趨勢(shì)變化顯著，而且Z＞0，序列呈上升趨勢(shì)，Z＜0，序列呈下降趨勢(shì).當(dāng)統(tǒng)計(jì)值Z的絕對(duì)值大于等于1.28、1.64和2.33時(shí)，分別通過(guò)了置信度為90%、95%和99%的顯著性檢驗(yàn).

1.4 Mann-Kendall 突變分析方法［30］

利用Mann-Kendall 法進(jìn)行突變點(diǎn)分析.對(duì)于具有n個(gè)樣本量的時(shí)間序列x，構(gòu)造一秩序列:

秩序列Sk是第i時(shí)刻數(shù)值大于j時(shí)刻數(shù)值個(gè)數(shù)的累計(jì)數(shù).在時(shí)間序列上隨機(jī)獨(dú)立的假定下，定義統(tǒng)計(jì)量:

其中UF1=0，E（Sk），Var（Sk）是累積數(shù)Sk的均值和方差，在x1，x2，…，xn相互獨(dú)立，且有相同連續(xù)分布時(shí)，它們可由下式算出:

UF系列為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，它是按時(shí)間序列x順序x1，x2，…，xn計(jì)算出來(lái)的統(tǒng)計(jì)量序列，給定顯著性水平α，查正態(tài)分布表，若|UFi|＞Uα，則表明序列存在明顯的趨勢(shì)變化.按照時(shí)間序列x逆序xn，xn-1，…，x1，再重復(fù)上述過(guò)程，同時(shí)使UBk= -UFk，k=n，n- 1，…，1，UB=0.

分析繪出的UFk和UBk曲線圖，若UFk或UBk的值大于0，則表明序列呈上升趨勢(shì)，小于0 則表明呈下降趨勢(shì).當(dāng)它們超過(guò)臨界直線時(shí)，表明上升或下降趨勢(shì)顯著.超過(guò)臨界線的范圍確定為出現(xiàn)突變的時(shí)間區(qū)域.如果UFk和UBk兩條曲線出現(xiàn)交點(diǎn)，且交點(diǎn)在臨界線之間，那么交點(diǎn)對(duì)應(yīng)的時(shí)刻便是突變開始的時(shí)間.

2 結(jié)果與分析

2.1 湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換關(guān)鍵因子變化趨勢(shì)分析

圖2 太湖TN、TP和Chla歷年變化趨勢(shì)分析Fig.2 Trend analysis of TN，TP and Chla in Taihu Lake

根據(jù)變化趨勢(shì)與傾向率方法，太湖TN、TP和Chla歷年變化趨勢(shì)如圖2所示，傾向率均大于0，表明1981～2008年間，TN、TP和Chla總體上呈逐漸增加趨勢(shì).TN在1981～2003年間，呈波動(dòng)增加趨勢(shì)，1981年TN為0.985mg/L，為地表水環(huán)境質(zhì)量Ⅲ類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)（（0.5，1.0）），2003年為4.08mg/L，屬于劣Ⅴ類水標(biāo)準(zhǔn)（＞2.0），然后呈波動(dòng)減小趨勢(shì)，2008年為2.64mg/L，表明水質(zhì)略有好轉(zhuǎn)，仍然屬于劣Ⅴ類水水質(zhì).TP在1981～1997年呈增加趨勢(shì)， 1981年TP為0.021mg/L，屬于Ⅱ類水標(biāo)準(zhǔn)（（0.01，0.025）），在1997年最大，達(dá)到0.175，屬于Ⅴ類水標(biāo)準(zhǔn)（（0.1，0.2）），然后呈逐漸減小趨勢(shì)，2008年為0.08mg/L，屬于Ⅳ類水水質(zhì)（（0.05，0.1］）.Chla濃度在1981～2008年間呈波動(dòng)增加趨勢(shì)，1981年Chla濃度為0.004mg/L，1997年最大為0.046mg/L，2008年略有下降，為0.02mg/L.

根據(jù)Mann-Kendall 趨勢(shì)檢驗(yàn)檢驗(yàn)分析方法，太湖生態(tài)環(huán)境因子變化趨勢(shì)結(jié)果如表1所示，TN、TP和Chla的統(tǒng)計(jì)值Z分別為1.838、1.538和2.248.當(dāng)統(tǒng)計(jì)值Z的絕對(duì)值大于等于1.28和1.64時(shí)，分別通過(guò)了置信度為90%和95%的顯著性檢驗(yàn).結(jié)果表明Z值大于0，各生態(tài)環(huán)境因子呈顯著增加趨勢(shì)，并且TN和Chla在0.05水平上顯著，TP在0.1水平上顯著增加.

表1 太湖生態(tài)環(huán)境因子變化趨勢(shì)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果Table 1 Significant test results of eco-environmental parameters in Taihu Lake

2.2 湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換關(guān)鍵因子突變分析

根據(jù)Mann-Kendall突變點(diǎn)分析方法，繪制TN、TP和Chla正向統(tǒng)計(jì)量UF和反向統(tǒng)計(jì)量UB曲線，并給出顯著性水平α=0.05時(shí)臨界值Z= ±1.96，如圖3所示.

TN濃度的UF-UB曲線如圖3a所示，UF-UB曲線分別在1990～1991年間和1994～1995年間有兩個(gè)交點(diǎn)，表明在1990～1991年，TN濃度發(fā)生第一次突變，發(fā)生突變后TN濃度持續(xù)增加；1994～1995年間，TN濃度發(fā)生第二次突變，并且TN濃度的UF曲線大于1.96，突破了α=0.05的臨界值區(qū)域.

TP濃度的UF-UB曲線在1981和1987年兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)重合，自1988年開始，UF持續(xù)增加，并在1989年突破了α=0.05的臨界值區(qū)域，表明TP濃度在1987～1988年間發(fā)生了明顯的突變.

Chla濃度的UF-UB曲線在1981年、1987～1989年初始階段重合，自1989年開始，UF持續(xù)增加，并在1997年突破了α=0.05的臨界值區(qū)域，表明TP濃度自1997開始處于明顯突變的區(qū)域，1990～1996年則屬于明顯突變前的突變期，而不僅僅限于一個(gè)突變點(diǎn).

圖3 太湖湖泊狀態(tài)轉(zhuǎn)換TN、TP和Chla因子UF-UB突變分析Fig.3 Mutation analysis of TN，TP and Chla in Taihu Lake

3 討論

生態(tài)系統(tǒng)存在著不止一個(gè)穩(wěn)定狀態(tài)，這有可能引起生態(tài)系統(tǒng)對(duì)連續(xù)變化的外部壓力的跳躍式或突變反應(yīng)［31-33］，在淺水湖泊生態(tài)系統(tǒng)的多穩(wěn)態(tài)理論和模型中，草、藻型穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換受多種因素的影響，如營(yíng)養(yǎng)鹽［32-33］、光照［16］、水位［14-15］、動(dòng)物牧食［34-35］、風(fēng)浪［12-13］和底質(zhì)［32］等，目前的研究多采用TN、TP和Chla的濃度閾值或相關(guān)關(guān)系進(jìn)行判別，因此在本研究中采用該3個(gè)因子，但由于湖泊生態(tài)系統(tǒng)是一個(gè)復(fù)雜的生態(tài)系統(tǒng)，因此在今后的研究中要考慮多種影響因子的不確定性.

根據(jù)Mann-Kendall突變點(diǎn)分析結(jié)果，TN濃度在1990～1991年間和1994～1995年間發(fā)生了兩次突變.結(jié)合TN濃度變化趨勢(shì)（圖3a），1991年為TN濃度階段變化中的一個(gè)較低的點(diǎn)，1990年TN濃度為2.35mg/L，1991年為1.89mg/L，1992年為2.87mg/L，本研究假設(shè)1991年為TN濃度變化第一個(gè)突變點(diǎn).在1994～1995年前后，TN濃度變化存在第二個(gè)突變點(diǎn)，結(jié)合TN濃度變化趨勢(shì)，1992～1994年TN處于波動(dòng)狀態(tài)，濃度分別為2.87，2.35和2.84mg/L，自1995年開始，TN濃度為3.14mg/L，之后持續(xù)增加，因此本研究假定1994年為第二個(gè)突變點(diǎn).根據(jù)確定的突變點(diǎn)，TN濃度歷史變化分為3個(gè)階段，第一階段，1981～1991年，TN平均濃度為1.99mg/L，第二階段為1992～1994年，TN平均濃度為2.69mg/L，第三階段為1995～2008年，TN平均濃度為3.19mg/L.第三階段中，在2004年，TN濃度呈現(xiàn)明顯下降趨勢(shì)，結(jié)合TN濃度變化趨勢(shì)，本階段可分為2個(gè)階段，1995～2003年和2004～2008年，平均濃度分別為3.41mg/L和2.80mg/L.太湖TN濃度在1981～2008年間，大致經(jīng)歷了3個(gè)階段（圖4a），其中第三個(gè)階段分為2個(gè)階段，在該階段中呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，TN濃度仍然屬于突變范圍.

根據(jù)圖3b及其分析結(jié)果，TP濃度突變點(diǎn)發(fā)生在1987～1988年，該年份TP濃度為0.029mg/L， 1988年，TP濃度為0.055mg/L，較1987年增加了80%，本研究認(rèn)為突變點(diǎn)位1987年.根據(jù)突變點(diǎn)的確定，太湖TP濃度歷史變化分為2個(gè)階段（圖4b），并且兩個(gè)階段TP濃度水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)發(fā)生明顯轉(zhuǎn)變.第一個(gè)階段為1981～1987年，TP濃度平均值為0.025mg/L，屬于Ⅱ類水標(biāo)準(zhǔn)，第二階段為1988～2008年，TP濃度平均值為0.095mg/L，屬于Ⅳ類水標(biāo)準(zhǔn).在第二個(gè)階段中，1988～1997年間， TP濃度持續(xù)增加，在1998～2008年間TP濃度處于波動(dòng)減小狀態(tài).

根據(jù)圖3c及其分析結(jié)果，Chla濃度歷史變化存在3個(gè)階段（圖4c），1981～1989年為第一階段，尚未產(chǎn)生突變階段，Chla濃度平均值為0.07mg/L，第二階段為1990～1996年，Chla濃度處于突變過(guò)渡階段，Chla濃度平均值為0.22mg/L，第三階段為1997～2008年，Chla處于突變后的狀態(tài)，Chla濃度均值為0.031mg/L.

圖4 太湖TN、TP和Chla歷年變化階段分析Fig.4 Lake regime classification of TN， TP and Chla in Taihu Lake

綜合TN、TP和Chla濃度歷史變化存在不同階段，結(jié)合各因子的歷史變化序列，基本上可以把太湖劃分為3個(gè)階段，第一階段為1981～1987年，第二階段為1988～1996年，第三階段為1997～2008年，突變點(diǎn)為1988年和1997年，各階段的水環(huán)境特征如表2所示.

表2 太湖湖泊狀態(tài)因子特征及湖泊穩(wěn)態(tài)判別結(jié)果Table 2 Characteristics of the lake regime parameters and lake regime results in Taihu Lake

根據(jù)國(guó)內(nèi)相關(guān)研究，劃分了湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換階段劃分及閾值［22］，TN、TP和Chla三個(gè)指標(biāo)的參考狀態(tài)如表3所示.根據(jù)TN指標(biāo)劃分閾值，第一階段TN平均濃度為1.99mg/L，屬于草藻共存或藻草共存階段，第二階TN平均濃度為2.69mg/L，已經(jīng)超過(guò)了藻草共存階段的閾值，尚未達(dá)到藻型濁水穩(wěn)態(tài)，第三階段為TN平均濃度為3.19mg/L，盡管TN濃度有所增加，仍然與第二階段湖泊狀態(tài)類似；根據(jù)TP指標(biāo)劃分閾值，第一階段TP平均濃度為0.025mg/L，屬于清水穩(wěn)態(tài)，第二階段TP平均濃度為0.086mg/L，屬于草藻共存或藻草共存階段，第三階段TP平均濃度為0.103mg/L，屬于藻型濁水狀態(tài)；根據(jù)Chla指標(biāo)劃分閾值，第一階段Chla平均濃度為0.006mg/L，屬于草藻共存或藻草共存階段，第二階段Chla平均濃度為0.019mg/L，屬于藻草共存階段，第三階段Chla平均濃度為0.032mg/L，屬于藻型濁水狀態(tài).綜合TN、TP和Chla三個(gè)指標(biāo)穩(wěn)態(tài)階段劃分，選擇3個(gè)指標(biāo)穩(wěn)態(tài)階段的共性狀態(tài)作為太湖生態(tài)系統(tǒng)綜合狀態(tài)，評(píng)價(jià)結(jié)果如表2所示，太湖在1981～ 1987年間，屬于草藻共存階段，并接近于清水穩(wěn)態(tài)；1988～1996年間，屬于藻草共存階段；1997～2008年間，為藻型濁水穩(wěn)態(tài)階段，太湖藍(lán)藻水華現(xiàn)象成為常態(tài)，尤其是2007年大規(guī)模的藍(lán)藻水華暴發(fā)引發(fā)社會(huì)的廣泛關(guān)注［36］.有研究指出:20世紀(jì)80年代是太湖富營(yíng)養(yǎng)化的關(guān)鍵轉(zhuǎn)型期，80年代初，太湖水質(zhì)平均為Ⅱ～Ⅲ類水，此后營(yíng)養(yǎng)鹽逐漸增多，逐漸進(jìn)入中營(yíng)養(yǎng)水平，水生植物減少；90年代后，太湖進(jìn)入富營(yíng)養(yǎng)化水平，水生植物嚴(yán)重退化［21］；本研究階段劃分基本上與該研究結(jié)果相一致.

表3 湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換階段劃分及閾值Table 3 Dividing phases and threshold of lake regime

國(guó)內(nèi)專家就TP濃度和沉水植物的相關(guān)關(guān)系研究指出，湖泊由草型湖向藻型湖階段變化的TP濃度變化范圍可以作為兩種狀態(tài)的臨界區(qū)間，該臨界區(qū)間為下限基本上為0.07～0.08mg//L，上限在0.1～0.15mg/L范圍內(nèi)波動(dòng)［37-42］.根據(jù)本研究的湖泊狀態(tài)劃分，第一階段為草藻共存，接近于清水穩(wěn)態(tài)階段，該階段TP濃度為0.025mg/L，遠(yuǎn)低于草型和藻型狀態(tài)變化臨界區(qū)間的下限；第二階段為藻草共存，該階段TP濃度為0.086mg/L，屬于草型向藻型狀態(tài)變化的臨界區(qū)域；第三階段為藻型濁水穩(wěn)態(tài)，TP濃度為0.103mg/L，在草型向藻型狀態(tài)變化臨界區(qū)域的上限區(qū)間，屬于草型向藻型狀態(tài)變化的臨界區(qū)域.本研究結(jié)果表明與已有研究相一致.

4 結(jié)語(yǔ)

采用TN、TP和Chla作為湖泊生態(tài)系統(tǒng)穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換關(guān)鍵因子，運(yùn)用Mann-Kendall方法對(duì)太湖湖泊穩(wěn)態(tài)轉(zhuǎn)換進(jìn)行定量突變分析，把太湖劃分為草藻共存、藻草共存和藻型濁水穩(wěn)態(tài)3個(gè)階段，基本上與已有研究相一致，研究結(jié)果可為湖泊穩(wěn)態(tài)突變點(diǎn)分析提供定量的研究方法，為湖泊生態(tài)保護(hù)與恢復(fù)提供支撐.

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此外，菲茨杰拉德還多次在《了不起的蓋茨比》中描寫城市高樓大廈與夜燈映襯下蓋茨比孤獨(dú)的身影：“宅邸的主人佇立在前廊，舉起一只手做出客套的道別動(dòng)作，顯得形單影只，十分孤獨(dú)?！盵3]103人群熙攘中的尼克同樣感到“一陣揮之不去的孤獨(dú)感，而且發(fā)現(xiàn)別人身上也有這種感覺(jué)?！盵3]105可見(jiàn)，消費(fèi)社會(huì)中精神的虛空與荒蕪感成了一種“社會(huì)病”，這種“孤獨(dú)與空虛”的病毒不僅侵蝕著個(gè)人的靈魂，還毒害著人與人之間的關(guān)系。正如魯樞元評(píng)價(jià)的那樣：“所有成功后的占有都難以使生命豐盈”。[5]224在消費(fèi)主義文化盛行的工業(yè)社會(huì)里，人與人、人與自身的精神生態(tài)在社會(huì)生態(tài)惡化的情勢(shì)下也徹底瓦解與坍塌了。

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Analysis of regime shift in Taihu Lake based on Mann-Kendall method.

LIU Ju-tao1， FANG Shao-wen1*， FENG Qian1，WU Zhi-dao1， HAN Liu1， HUANG Jia-cong2， BAI Xiu-ling3（1.Jiangxi Key Laboratory of Poyang Lake Water Resources and Environment， Jiangxi Institute of Water Sciences， Nanchang 330029， China；2.Nanjing Institute of Geography and Limnology， Chinese Academy of Sciences， Nanjing 210008， China；3.College of Environment and Planning， Henan University， Kaifeng 475004， China）. China Environmental Science， 2015，35（12）：3707～3713

Basing on the rate of change of trends and tendencies， Mann-Kendall method， total nitrogen （TN）、total phosphorus （TP） and chlorophyll a （Chla） were took as the key factors， and regime shift and mutation were analyzed in Taihu Lake among 1981～2008. The results showed that: （1） Significant increases in TN， TP and Chla were 0.05， 0.10 and 0.05 level respectively； （2） There were two TN mutations from 1990 to 1991 and 1994 to 1995. The TP mutation occurred between 1987 and 1988. Chla changes contained three stages: 1981～1989， the first stage had not yet mutated； 1990～1996: the second was mutation transitional stage； 1997～2008: the third was mutated stage； （3） Considering the mutation and the historical change sequence of TN， TP and Chla， the two mutations of regime shift were 1988 and 1997 in Taihu Lake. The lake regime was divided into three stages in Taihu Lake. The first stage was from 1981 to 1987， in which the TP concentration was 0.025 mg/L and it was called macrophytes-algae coexist stage which was closed to clear water steady state. The second stage was algae-macrophytes coexist state from 1988 to 1996， and the TP concentration was 0.086mg/L. The third stage was algae-dominated turbid water state from 1997 to 2008， and the TP concentration was 0.103mg/L. The results showed that Mann-Kendall method could be used for lake regime shift analysis.

Mann-Kendall method；mutation analysis；key factors；regime shift；Taihu Lake

X524

A

1000-6923（2015）12-3707-07

劉聚濤（1983-），男，河南舞陽(yáng)人，高級(jí)工程師，博士，主要從事水生態(tài)環(huán)境研究.發(fā)表論文30余篇.

2015-04-30

國(guó)家自然科學(xué)基金（51409133，41371450）；江西省水利廳科技計(jì)劃項(xiàng)目（KT201406）

* 責(zé)任作者， 教授級(jí)高工， swfang800@sina.com