公园、校园及小区的景观湖泊不仅是人们休闲娱乐的重要场所, 也是城市生态系统的重要组成部分。这些湖泊一般属于中小型浅水湖泊, 极易受自然因素和人为因素的影响, 导致水质恶化和富营养化。水生微生物可以直观、快捷地指示水域污染程度^[1], 而微生物活动可降低水体有机质含量, 稳定水体pH值, 并抑制底泥释放氮磷^[2], 因此水质与底泥菌群是研究景观湖泊的重要部分。目前对城市景观湖泊的菌群研究方法主要有平板菌落计数法^[3-5]、磷脂检测法^[6]、PCR-DGGE技术^[7]和PCR-RFLP技术^[8]等。

北京市区共有大小湖泊 30 余个, 水面面积约7.3 km²。2001 年夏季, 北京市城市河湖爆发大面积的蓝藻水华。2005年8月底至9月初, 昆明湖出现严重的水华, 达到中度富营养级别, 叶绿素 a (Chla)含量高达 70 mg/m³, 浮游植物数量为4.10× 10⁷ 个/L^[9], 给首都的生态环境和旅游产业带来不良影响。

未名湖是北京大学的主要景观湖泊, 根据北京大学环境保护办公室提供的检测数据, 近年来未名湖水质情况比较乐观。但是, 以往对未名湖的检测主要针对水中无机物成分, 缺乏与富营养化水平相关的水质分析, 对未名湖的微生物群落也缺乏研究。由于未名湖水体较浅, 水质和微生物量均容易受人工换水影响。在春、夏季, 从感官角度可发觉湖体呈现富营养化的趋势。本研究对未名湖的水质进行全面的检测分析, 充分掌握未名湖水质情况, 使用 PCR-DGGE 技术研究生物量高且群落结构相对稳定的未名湖底泥中菌群结构, 从而更加全面地评价未名湖的营养状况, 为保护北京大学的校园环境和人文景观提供科学依据。

1 未名湖基本情况

未名湖水域面积为 86520.6 m², 平均水深1 m, 蓄水量为 86520.6 m³, 水系以东西向为脉络, 与天然地表水流方向一致。20世纪50年代前, 其水源为泉水和压层水, 流量稳定, 水质清冽。50年代末, 北京西郊地区大量开采地下水, 至60年代开采量已达 5.5 亿 m³, 地下水位每年下降0.5~1 m。未名湖因无法得到地下水的有效补给, 水位逐年下降。此后的补给水源为已受污染的万泉河水, 从西校门西侧引水入园, 分成两支, 南支经未名湖后折向东北, 而后归万泉河; 北支经镜春园, 绕朗润园, 最后出东北隅, 汇入万泉河。到1996年, 万泉河水的污染已经非常严重, 直接导致未名湖水质恶化, 总氮(TN)、总磷(TP)和高锰酸钾指数(COD_Mn)均高于《地表水环境质量标准》(GB3838—2002)中对“人体非接触的娱乐用水区”标准, 鸣鹤园湖和朗润园的湖水甚至劣于“农业用水区”标准。1998 年百年校庆前, 北京大学实施未名湖治理工程, 实现未名湖水域的自循环, 即首尾相接, 自成系统, 封闭循环(图 1), 并进行清淤疏通。至此, 未名湖水的补给主要来自自然降水和人工补给。

人工补水量公式如下:

补水量=损耗量–雨水补给量=蒸发量+渗漏量+其他损耗– 雨水补给量, (1)

式中, 蒸发量=年蒸发量×面积=1883.1 mm/a× 86520.6 m²=162927 m³/a; 渗漏量=渗透系数×面积=1.9×10^-5 cm/s×86520.6 m²=518417 m³/a; 其他损耗为地下漏斗渗漏量、湖水测漏量、水生植物蒸腾需水量、沿岸及湖边植物根系需水量(包括从湖中直接取水浇灌量 1500 m³/a)以及环境稀释需水量等, 由于缺少相关数据, 在计算中忽略不计; 雨水补给量=年降水量×面积=449.9 mm/a × 86520.6 m² = 38848 m³/a。

可以估算, 每年未名湖补水量大致为 64 万吨。在 1998 年对未名湖进行改造之后, 湖内水质情况整体上较好。

2 材料与方法

2.1 采样点选取

根据未名湖各区域的水文条件差异, 将湖区分为5个部分, 分别选取采样点(图2)。1号点位于石舫附近, 靠近湖心, 水流快, 水深度大; 2号点在湖西南岸, 距离卷尾石鱼较近, 水生植物茂密, 水生动物数量较多; 3 号点位于入湖水道的出口, 水深较浅, 由于长期无水流入, 水体浑浊, 流速慢, 仅有一些观赏性的挺水植物; 4号点位于湖南边与湖体直接相通的小湖, 水体中植物茂密, 流动性较差, 春季可观察到鱼群, 夏季水面浮有较大面积的油状物; 5号点位于湖东北面, 距离湖的出水口较近, 水流速度快。

2.2 采样及水质分析方法

使用标准采样器, 于2011年的7月11日(夏)、10 月 8 日(秋)、12 月 5 日(冬)及2012 年 5 月 6 日(春)在5个采样点采集表层水(约水面下 300~400 mm)和底层(湖底附近)泥水混合物各约500 mL, 现场测定表层水样的温度、溶解氧(DO, Thermo, 美国)、pH 和透明度后, 均分装入清洁的聚乙烯塑料瓶封存。水样运回实验室后, 立即用0.45 μm乙酸纤维滤膜过滤, 滤后水样装入清洁的聚乙烯塑料瓶, 与带有过滤物的滤膜同置于4ºC冰箱保存。

水样的TN采用过硫酸钾氧化-紫外分光光度法测定, 硝酸盐氮(NO₃^--N)采用紫外分光光度法测定, 亚硝酸盐氮(NO₂^--N)采用N-(1-萘基)-乙二胺光度法测定, 氨氮(NH₃-N)采用水杨酸-次氯酸盐光度法测定, TP 采用过硫酸钾氧化-钼锑抗分光光度法测定。化学需氧量(COD)采用重铬酸钾法, 用 COD快速分析仪(HACH-DR890, 美国)测定, Chla 采用丙酮浸泡分光光度法测定^[10]。

2.3 富营养化评价

目前我国湖泊富营养化评价的基本方法有营养状态指数法(卡尔森营养状态指数, TSI)、修正的营养状态指数法、综合营养状态指数法(TLI)、营养度指数法和评分法。这些方法均在实际工作中采用。其中, 营养度指数法计算步骤繁琐、耗时长; 评分法受人为因素干扰较多, 影响结果的准确性。本研究选取综合营养状态指数法评价湖泊富营养化程度^[11-12], 计算公式如式(2)所示, 包含可以反映水体营养程度的 5 项指标: Chla, TP, TN, SD 和COD_Mn。

\[\text{TLI}(\Sigma )=\sum\nolimits_{j=1}^{m}{{{W}_{j}}\times \text{TLI}(j)}, \ \ (2) \]

式中, TLI(Σ)为综合营养状态指数, TLI(j)为第j种参数的营养状态指数, m 为评价参数的个数, W_j为第j种参数的营养状态指数的相关权重。以Chla作为基准参数, 归一化的W_j计算公式如下:

\[{{W}_{j}}=r_{ij}^{2}/\sum\nolimits_{j=1}^{m}{r_{ij}^{2}},\ \ (3)\]

其中, r_ij为第j种参数与基准参数 Chla 的相关系数, 具体数值见表1。

各项目营养状态指数的计算公式如下:

TLI(Chla)=10(2.5+1.086lnChla), (4)

TLI(TP)=10(9.436+1.624lnTP), (5)

TLI(TN)=10(5.453+1.694lnTN), (6)

TLI(SD)=10(5.118-1.94lnSD), (7)

TLI(COD_Mn)=10(0.109+2.661lnCOD_Mn)。 (8)

为了指示湖泊的营养状态, 按数量 0’100 进行营养分级: TLI(Σ)<30, 贫营养; 30≤TLI(Σ)≤50, 中营养; 50<TLI(Σ)≤60, 轻度富营养; 60<TLI(Σ)≤70, 中度富营养; TLI(Σ)>70, 重度富营养。在同一营养状态下, 指数值越高, 营养化程度越重^[14]。

虽然COD_Mn 和 COD 均反映水中有机物浓度, 但二者采用不同氧化剂在不同条件下测定。一般来说, 水体中有一部分有机物不能在高锰酸钾法中被氧化, 而在重铬酸钾法中可以被氧化^[15], 高锰酸钾法的氧化率为 50%左右, 重铬酸钾法的氧化率可达90%^[16], 因此, COD一般高于COD_Mn。对于本研究所测定的 COD, 在计算富营养化指数时用式(9)^[17]进行换算:

COD_Mn=(COD - 16.5)/3.76。 (9)

2.4 总DNA提取

对底层泥样提取总 DNA, 采用 Power SoilTM DNA Isolation Kit提取试剂盒(MOBIO, 美国), 按说明书的步骤进行。提取产物用1% (质量比)琼脂糖凝胶电泳检测, 电压 110 V, 时间 35 分钟, 明亮条带显示提取纯度较好。提取的 DNA 于-20°C 条件下保存。

2.5 PCR

从总DNA中PCR扩增16S rDNA的V3区。引物(上海生工公司)分别为: 上游 GC-338F(5’→ 3’), ACTCCTACGGGAGGCAGCAG; 下游 518R (5’→3’), ATTACCGCGGCTGCTGG, 为提高扩增片段的DGGE分离效果, 在上引物的5’端添加GC夹(5’→3’), CGCCCGCCGCGCGCGGCGGGCGGGGCGGGGGCACGGGGGG。采用25 μL扩增体系: 9.5 μL ddH₂O, 12.5 μL Premix TaqHS (TaKaRa, 美国), 上下引物各 1 μL, 底物 1 μL。

PCR反应条件如下: 首先95°C预变性5分钟; 然后94°C变性40秒, 56°C退火40秒, 72°C延伸40 秒, 该阶段循环30次; 最后72°C延伸10分钟。反应结束后将PCR产物用1%琼脂糖凝胶电泳检测扩增效果。

2.6 DGGE

采用变性凝胶梯度电泳(denatured gradient gel electrophoresis, DGGE)考察未名湖内微生物群落的结构多样性和时空变化。选用高、低变性剂浓度分别为 55%和 35%的 10%丙烯酰胺/双丙烯酰铵变性溶液制胶。将胶在 60°C预热20分钟, 80 V 电泳20分钟后, 100 V电泳12小时。电泳结束后使用1.5 μL Subgold, 加入15 mL 1×TAE染色40分钟。

根据 DGGE 结果, 使用 past 软件计算各样品的微生物物种丰度(S )、Shannon-Weiner指数(H )及均匀度指数(E), 计算公式^[18]如下:

\[H=-\sum\nolimits_{i=1}^{s}{Pi\ln Pi}, \ \ (10)\]

E=H/lnS,(11)

其中, S为图中显著峰数量, P_i=N_i/N, N_i为某个峰的面积, N为总峰面积。

使用 stata 软件进行水质指标对物种多样性指数的多元线性回归分析。

3 未名湖水质与营养状态

3.1 水质分析结果

SD 未名湖水深较浅, 冬、春两季透明度较好, 透明度测量受限。夏季1, 2, 4, 5号点透明度分别为0.67, 0.49, 0.53和0.48 m, 秋季1, 5号点透明度为0.93和0.73 m。

pH 湖水 pH 整体上接近中性, 符合天然水的pH范围。相同采样点、不同季节的pH略有变化, 在 6.6~8.0 之间, 且各采样点变化规律一致, 秋、冬季pH略低而春季pH略高。

DO 不同季节、不同采样点的 DO 如图 3 所示。在空间分布上, 1, 2, 5 号点水域宽阔, 水体较深, 流动性好, DO 较高; 3 号点水域狭窄, 水体较浅, 流动性较差, DO较低; 4 号点水体较浅, 流动性差, 与主体水域交换量少, DO显著偏低。在季节分布上, 7月DO浓度最高, 其中 1 号和 5 号点分别为7.82 和 7.57 mg/L, 达到Ⅰ类水标准^[19]; 10 月和12月DO相对较低, 5月最低, 尤其是3号和4号点分别为 1.98 和 1.75 mg/L, 为劣Ⅴ类地表水^[19]。考虑不同季节的温度与光照变化, 湖中光合作用强度的差别可能是水体DO季节性差异的主要原因, 其中5月湖水Chla含量极低(未检出), 反映湖中光合作用极弱, 导致春季DO的低谷。

COD 不同季节、不同采样点的 COD 如图4所示, COD_Mn由 COD 计算而得。湖周边无污染排放源, 水中主要有机物为天然有机物。由于春季向未名湖人工输入新水, 使水中有机物浓度下降, 导致5月水样COD低于检出限。夏季1号点COD显著低于其他采样点, 可能仍与春季输水有关, 属于Ⅲ类地表水, 其他样点属于Ⅴ类或劣Ⅴ类地表水^[19]; 秋、冬季 5 个点的变化趋势基本上一致, 冬季COD比秋季略高, 可能与秋季落叶等腐殖质进入水体有关。

Chla 水体 Chla 受季节影响较大(图 5), 其中春季水样未能检出 Chla, 夏季大部分样点 Chla 含量达到最大值, 秋、冬两季则有不同程度的下降, 其中 3 号点下降最为显著。3 号点水域狭窄, 水深较浅, 在秋、冬两季的枯水期水深不足 30 cm, 故水中藻类明显减少。从整体上来看, 未名湖水体夏季藻类较多, Chla含量高于 10 mg/m³, 而秋、冬两季有所降低。

TN 和氮盐形态分布 采样点各季节水样中各形态氮盐含量分布见图6。在季节分布上, 各采样点存在相似的变化规律: 夏、秋季氨氮含量较高, 为最主要的氮盐存在形态; 冬季氨氮含量降低, 而硝氮含量显著上升; 春季总氮含量显著下降。由于湖体周围无显著外来排放源, 推断季节性氮盐形态分布变化主要受水中参与氮转化的微生物分布和活性变化影响, 以及水生生物对氮盐的吸收的影响。夏、秋季的氨氮上升可能与异养菌对有机氮的氨化作用有关, 冬季硝氮上升可能与反硝化微生物活性降低有关。进一步对比3种主要无机氮含量与总氮含量, 发现各样点冬季总氮含量与3种无机氮含量之和接近, 而夏、秋两季相差较大, 说明冬季水体中有机氮含量较少, 因此推断冬季生物吸收无机氮并转化为有机氮的能力较弱, 这是冬季硝氮明显上升的另一原因且贡献可能更大。春季各形态氮与总氮含量均显著下降, 推断与人工注入大量新鲜水的稀释作用有关; 春季硝氮所占比例显著下降, 且总氮高于各无机氮之和, 可能是生物体吸收硝氮转化为有机氮所致。

与其他采样点相比, 3 号点夏、秋、冬总氮含量虽无明显变化, 但冬季总氮含量显著升高, 其中各形态无机氮含量变化也最为显著。3 号点 DO 比其他各点低, 底泥呈黑色且颗粒极细, 推断3号点底泥中微生物活动更为旺盛。3 号点水域狭窄, 水深极浅, 因此当环境条件发生变化时, 其变化最为显著。

此外, 未名湖表层水和底层水中氨氮含量无相关性(p=0.1185>0.05), 硝氮(p<0.05)与亚硝氮(p< 0.05)含量线性相关(图 7)。各无机氮之间不存在相关性(p>0.05)。这一方面可能是由于氨氮迁移性差,不易从底泥中进入水体; 另一方面, 表层水中的氨氮容易被氧化, 导致未名湖底层水的氨氮一般高于表层水。

图6中氨氮指标均高于Ⅱ类水质, 个别样点达到Ⅰ类水质。对于总氮指标, 冬季所有样点达到Ⅳ类水质, 春季除 5 号样点属于Ⅱ类水质外, 均为Ⅲ类水^[19]。

TP 除春季以及秋季2号点、4号点底层水和冬季4号点表层水总磷含量过低未检出外, 其他水样中总磷含量相对较高(图8)。除了秋季4号样点和冬季5号样点的TP水平属于Ⅴ类之外, 其他样点都属于劣Ⅴ类地表水^[19]。

与总氮不同, 表层水和底层水的总磷含量高度相关(p<0.05)(图9)。因此同一位点表层水和底层水的 TN/TP 并不一致。秋季 4 号点表层水总磷含量仅为0.1293 mg/m³, 其 TN/TP 值较高, 达到10.95, 其余季度各点TN/TP值在 10 以下(图8)。相关研究表明, 当 TN/TP 小于22时, 系统通过自身固氮作用消纳相对过量的 TP^[20-24]。结合各季度水体TN 变化幅度较小的特征, 推测未名湖水体生物固氮作用较弱, 加之无显著外源向水体输入氮素, 较低的 TN 含量是未名湖没有发生明显富营养化的限制因素。

3.2 综合营养状态指数

由于未名湖水体较浅, 因此只检测了秋季1, 2, 4, 5号位点和夏季1, 5号点的透明度。根据这7 个样品计算综合营养状态指数 TLI, 结果如图 10所示。

除夏季1号点TLI为47.5外, 其他样点TLI均超过 50。夏季1号点TLI值较低是由COD显著低于其他样点造成的, 但该点在 7 个样点中TN和Chla都是最高的。其余6个样点的TLI平均值为56.1, 属于轻度富营养化。

与北京市其他湖泊^[9,13-14,25]相比, 未名湖的污染程度较轻(表 2)。北京市内主要湖泊中, 团城湖综合营养状态指数最低, 仅为 44.6, 满足其作为饮用水源地的要求; 颐和园的昆明湖、永定河段的莲石湖和晓月湖以及圆明园湖的 TLI 略高于 50; 其他湖泊的TLI值均高于未名湖。上述水质较好的5个湖泊水体较大, 其水源地——京密引水渠、南水北调来水、昆玉河、永定河等水质较好, 而未名湖水体较小, 使用地下水进行补水。因此, 未名湖的管理保护对于其他小型景观湖泊有一定借鉴意义。

4 未名湖底泥微生物群落分析

各季节各样点底泥微生物的 DGGE 结果如图11所示, 其中春季 1 号样点未检测出条带。一共检测到 27 条显著条带, 每一条带可大致认为与群落中一个优势菌相对应, 其中第7, 9, 11, 21条带在各样品中出现次数最多, 可以认为是优势菌种, 而第2, 3, 4, 5, 23条带在各样品中出现次数较少。与玄武湖、莫愁湖和太湖等自然湖泊^[7]不同, 未名湖不同季节、不同样点间 DGGE 图谱的差异性更为明显, 细菌群落结构变化较大。这可能与未名湖水体小, 受人为管理, 其理化性质容易有剧烈变化有关。

根据 DGGE 结果, 计算的微生物群落指标的图12 所示。从空间分布看, 夏、秋、冬季的物种丰度、Shannon-Weiner指数均是3号点最高, 与此前针对3号点底泥表观性质及水体理化性质的推断相一致。5 号点夏、秋季物种丰度和Shannon-Weiner指数较低, 夏季物种均匀度也最低。春季各采样点比其他季节变化大, 物种丰度普遍减小, 由于春季注入新鲜水引起湖水理化特征变化较大, 可能导致微生物群落结构出现较大变化。

从整体上看, 未名湖各季节、各采样点的微生物物种均匀度变化较小, 数值均高于 0.8。当均匀度在 0.5~0.8 之间时, 属于轻度污染或者无污染^[26], 因此该指标说明未名湖微生物种群较为健康。但是,不同采样点之间、相同采样点不同季节之间的微生物群落多样性有较大变化, 大部分采样点在秋季物种多样性指数最高, 而冬季各样点物种多样性间的变化幅度比于其他季节小。Shannon-Weiner指数在1~3之间属于中污染^[26], 因此除夏季3号点、秋季和冬季5号点及春季4号点外, 未名湖其他样点的多样性指标均属于中度污染。

微生物群落分布与地理位置的关系在夏、秋两季较显著, 冬季则未显示出类似的关系。微生物群落的空间分布与水体流动性密切相关, 冬季水体开始封冻, 流动性弱, 因此夏季水体流动性强时不同空间的群落相关性显著, 冬季则相反。

在微生物群落与水体理化性质的相关性方面,同样表现为夏、秋季相关性较显著而冬季不显著, 并且, 冬季各采样点水体的理化性质, 尤其是氮元素的含量和形态比较接近。考虑到微生物活动同样会对水体理化性质产生影响, 因此推断夏、秋两季微生物的活跃活动会引起水体理化性质更大幅度的改变。

由于 Shannon-Weiner 指数与均匀度指数存在较大的相关性, 所以只选择Shannon-Weiner指数作为因变量, 以水质指标为自变量, 使用逐步回归法考察其相关性。在各变量中, 只有底层水 TN的 p 值小于 0.05 (表 3), 其回归方程为 y=0.80x+ 0.71, 决定系数为0.25。这进一步说明, 总氮是限制未名湖物种多样性的主要因素。此外, 如果直接对 Chla 和 Shannon-Weiner 指数进行线性回归, 其 p 值显著, 为 0.0426, 回归方程为y=0.046x+ 1.25, 决定系数为0.21。如果以Shannon-Weiner指数为因变量, TN 和 Chla 为自变量进行线性回归, 则无法得到显著结果。这意味着 TN 和 Chla 存在相关性, 提示未名湖底层水中的 TN 可能很大一部分源于藻类的固氮作用, 藻类的生物量影响着底泥中微生物的多样性。

5 结论

1) 未名湖水质优于多数北京市景观湖泊, 这与每年春季人工补给新水有关, 但COD, TP和DO等指标在部分采样点仅达到、甚至劣于Ⅴ类水质标准。

2) 未名湖的平均综合营养状态指数(TLI)为56.1, 属于轻度富营养化。氮为水体富营养化程度的限制因素, 其中总氮含量相对较低, 且四季变化较小; 氨氮和有机氮在夏、秋两季较高, 冬、春两季较低; 硝氮在夏、秋两季较低, 冬、春两季较高。这与水体氮转化相关微生物活性变化和水生生物对无机氮的吸收作用相关。

3) 未名湖底泥微生物群落的均匀度较高, 多样性随季节变化较明显, 春、秋季多样性指数都较高, 夏、秋季多样性指数与地理位置及水体营养盐含量相关, 同时微生物群落也呈现较明显的季节分布差异。未名湖底泥微生物多样性与 TN 正相关, 藻类的固氮作用可能是未名湖内氮素的主要来源, 因此藻类的活动影响着未名湖底泥微生物活动。

The authors have declared that no competing interests exist.

---

参考文献

文献选项

• 原文顺序
• 文献年度倒序
• 文中引用次数倒序
• 被引期刊影响因子

[1]	张俊逸, 蒋江峦, 刘擎, 等. 珠江广州段微生物与浮游植物群落与水质特征研究 . 水生态学杂志, 2011, 32(2): 38-46 [本文引用: 1]
[2]	徐灵峰. 微生物活动对市区景观湖泊的水质和底泥污染释放的影响[D] . 杭州: 浙江大学, 2010 [本文引用: 1]
[3]	江敏, 胡文婷, 凌云, 等. 滴水湖底泥中可培养又是微生物种群初探 . 生物学杂志, 2011, 28(4): 57-60 [本文引用: 1]
[4]	黄丽静, 运珞珈, 王琳, 等. 城市公园湖水体中异样菌与主要污染物的相关性研究 . 卫生研究, 2005, 34(1): 52-54
[5]	高程, 黄满荣, 陶爽, 等. 北京城区不同水质水体可培养细菌数量的季节动态变化 . 生态学报, 2011, 31(4):1157-1163 [本文引用: 1]
[6]	温强, 王晓燕. 北京城市湖泊底泥中微生物磷脂的分布特征 . 首都师范大学学报(自然科学版), 2012, 33(3): 80-84 [本文引用: 1]
[7]	赵兴青, 杨柳燕, 陈灿, 等. PCR-DGGE 技术湖泊底泥中微生物群落结构多样性研究 . 生态学报, 2006, 26(11): 3610-3616 [本文引用: 2]
[8]	郝爱平, 杨力舟, 国会艳. PCR-RFLP法探讨三个人工湖微生物群落多样性. 生物技术, 17(6): 35-37 [本文引用: 1]
[9]	荆红卫, 华蕾, 孙成华, 等. 北京城市湖泊富营养化评价与分析 . 湖泊科学, 2008, 20(3): 357-363 [本文引用: 4]
[10]	国家环境保护总局《水和废水监测分析方法》编委会. 水和废水监测分析方法. 4版. 北京: 中国环境科学出版社, 2002: 670-671 [本文引用: 1]
[11]	金相灿, 屠清瑛. 湖泊富营养化调查规范. 北京: 中国环境科学出版社, 1990: 286-302 [本文引用: 1]
[12]	王明翠, 刘雪芹, 张建辉. 湖泊富营养化评价方法及分级标准 . 中国环境监测, 2002, 18(5): 47-49 [本文引用: 1]
[13]	王鹤扬. 综合营养状态指数法在陶然亭湖富营养化评价中的应用 . 环境科学与管理, 2012, 37(9): 188-194 [本文引用: 4]
[14]	王超, 顾斌杰, 龚秀英, 等. 永定河城市段水体富营养化现状研究. 北京水务, 2014(6): 13-15 [本文引用: 4]
[15]	李中红. 浅谈水质CODCr、CODMn和BOD5三者之间的关系 . 甘肃环境研究与监测, 2003, 16(4): 354 [本文引用: 1]
[16]	何燧源. 环境污染物分析监测. 北京: 化学工业出版社, 2001 [本文引用: 1]
[17]	王鹤扬. 地表水高锰酸盐指数与化学需氧量相关关系研究 . 环境科学与管理, 2011, 36(9): 118-121 [本文引用: 1]
[18]	Shannon C E, Weaver W.The Mathematical Theory of Communication. Urbana: University of Illinois Press, 1963 [本文引用: 1]
[19]	国家环境保护总局. 地表水环境质量标准 GB 3838—2002. 北京: 中国环境科学出版社, 2002 [本文引用: 5]
[20]	Guildford S J, Hecky R E. Total nitrogen, total phosphorus, and nutrient limitation in lakes and oceans: is there a common relationship?. Limnology and Oceanography, 2000, 45(6): 1213-1223 [本文引用: 1]
[21]	Smith V H. The nitrogen and phosphorus dependence of algal biomass in lakes: an empirical and theoretical analysis. Limnology and Oceanography, 1982, 27(6): 1101-1112
[22]	Smith V H. Low nitrogen to phosphorus ratios favor dominance by blue-green algae in lake phytoplankton. Science, 1983, 211: 669-671
[23]	Havens K E, James R T, East T L, et al. N:P ratios, light limitation, and cyanobacterial dominance in a subtropical lake impacted by non-point source nutri-ent pollution. Environmental Pollution, 2003, 122(3): 379-390
[24]	李哲, 郭劲松, 方芳, 等. 三峡水库小江回水区不同TN/TP 水平下氮素形态分布和循环特点 . 湖波科学, 2009, 21(4): 509-517 [本文引用: 1]
[25]	李佩晓. 对城市湖泊富营养化状况的探究——以北京七海为例 // 2014 中国环境科学学会学术年会论文集. 成都, 2014: 1-9 [本文引用: 3]
[26]	Pielou E C. Species-diversity and pattern-diversity in the study of ecological succession . Theoretical Bio-logy, 1966, 10(2): 370-383 [本文引用: 2]