主成分分析法在扎龍濕地水質(zhì)評(píng)價(jià)中的應(yīng)用
導(dǎo)讀:：劉小楠[7],萬(wàn)金保[8]等人分別利用主成分分析法對(duì)河流水質(zhì)進(jìn)行評(píng)價(jià)。目前常用的水質(zhì)評(píng)價(jià)方法有簡(jiǎn)單指數(shù)法、綜合污染指數(shù)法、模糊數(shù)學(xué)法等。然而,在扎龍濕地水質(zhì)監(jiān)測(cè)評(píng)價(jià)方面。
關(guān)鍵詞：主成分分析法，水質(zhì)評(píng)價(jià)，扎龍濕地
濕地水環(huán)境系統(tǒng)是一個(gè)豐富完整的生態(tài)系統(tǒng)，是自然界最富生物多樣性的生態(tài)景觀和人類最重要的生態(tài)環(huán)境之一。因此選擇適當(dāng)?shù)脑u(píng)價(jià)方法，對(duì)濕地水環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行評(píng)價(jià)與分析顯得尤為重要。濕地的水環(huán)境狀況受多種因素影響和控制，各參數(shù)之間相互影響、相互制約，故有必要對(duì)其進(jìn)行多種參數(shù)的綜合評(píng)價(jià)[1]。目前常用的水質(zhì)評(píng)價(jià)方法有簡(jiǎn)單指數(shù)法、綜合污染指數(shù)法、模糊數(shù)學(xué)法等，但不能有效提取現(xiàn)實(shí)污染因子[2]。
主成分分析法(Principal component analysis)是將多個(gè)指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化為少數(shù)幾個(gè)綜合指標(biāo)，簡(jiǎn)化了統(tǒng)計(jì)分析系統(tǒng)的結(jié)構(gòu),它是在確保不損失原有信息的前提下，將多種影響水質(zhì)的指標(biāo)重新組合成一組新的、相互之間無(wú)關(guān)的、較少的綜合指標(biāo)，來(lái)反映指標(biāo)的信息環(huán)境保護(hù)，以達(dá)到降維、簡(jiǎn)化數(shù)據(jù)和提高分析結(jié)果的可靠性的目的[3]。Wenning[4],Battegazzore[5],Voutsa[6]等早于1994年和1995年已經(jīng)將主成分分析方法廣泛應(yīng)用于流域水質(zhì)分析評(píng)價(jià)中;劉小楠[7],萬(wàn)金保[8]等人分別利用主成分分析法對(duì)河流水質(zhì)進(jìn)行評(píng)價(jià)。然而,在扎龍濕地水質(zhì)監(jiān)測(cè)評(píng)價(jià)方面，大多數(shù)研究限于湖庫(kù)富營(yíng)養(yǎng)化及單一指標(biāo)的監(jiān)測(cè)和評(píng)價(jià)，大多采用某一指標(biāo)超標(biāo)率進(jìn)行報(bào)道，對(duì)扎龍水環(huán)境進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，除周林飛等采用灰色聚類法對(duì)其水環(huán)境質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)，也未見(jiàn)其他報(bào)道。文中采用SPSS軟件，參照主成分分析建模的基本原則和步驟，探究扎龍濕地水環(huán)境惡化的主要污染成因和主要污染斷面，以期為扎龍濕地水環(huán)境治理提供有力的理論支持。
1 水質(zhì)評(píng)價(jià)中的主成分分析
主成分分析法是一種數(shù)學(xué)變換方法，它把給定的一組相關(guān)變量通過(guò)線性變換，轉(zhuǎn)化為一組不相關(guān)的變量(兩兩相關(guān)系數(shù)為0的隨機(jī)變量)，在這種變換中通過(guò)保持變量的總方差不變，同時(shí)使新變量具有最大方差，稱為第一主成分;具有次大方差，稱為第二主成分。依次進(jìn)行，原來(lái)有M個(gè)變量就可以轉(zhuǎn)換出M個(gè)主成分，方差逐漸減小且與此前的主成分都不相關(guān)[9-10]。原始變量：X1， X2 ， X3 環(huán)境保護(hù)環(huán)境保護(hù)，X4，…，Xm; 主成份：Z1， Z2 ， Z3 ，Z4，…，Zn，則各因子與原始向量的關(guān)系可表達(dá)成[11]：
X1=B11Z1+B12Z2+B13Z3…B1nZn+e1
X2 =B21Z1+B22Z2+B23Z3…B2nZn+e2
X3 =B31Z1+B32Z2+B33Z3…B3nZn+e3
…
Xm=Bm1Z1+Bm2Z2+Bm3Z3…BmnZn +en
寫(xiě)成矩陣形式：X=BZ+E
主成分分析法在水質(zhì)評(píng)價(jià)中主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是建立綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)，評(píng)價(jià)各采樣點(diǎn)間的相對(duì)污染程度，并對(duì)各采樣點(diǎn)的污染程度進(jìn)行分級(jí);二是評(píng)價(jià)各單項(xiàng)指標(biāo)在綜合指標(biāo)中所起的作用，指導(dǎo)刪除那些次要的指標(biāo)，確定造成污染的主要成分[7]。
![扎龍濕地[1]](http://www.lunwenf.com/d/file/picture/201106/07/2.files/image001.gif)
假設(shè)有n個(gè)水體樣本，每個(gè)樣本共有m個(gè)監(jiān)測(cè)指標(biāo)，則可構(gòu)成n×m的數(shù)據(jù)矩陣(n具體分析步驟如下：
a)將各變量χnm標(biāo)準(zhǔn)化以消除量綱影響。
b)在標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)矩陣的基礎(chǔ)上計(jì)算原始指標(biāo)相關(guān)系數(shù)矩陣R。
c)求相關(guān)系數(shù)矩陣R的特征根和特征向量,確定主成分。
d)確定主成分的個(gè)數(shù)。
e)確定綜合評(píng)價(jià)函數(shù)。
2 扎龍濕地水質(zhì)評(píng)價(jià)
2.1 樣本點(diǎn)及監(jiān)測(cè)指標(biāo)的確定
扎龍濕地位于松嫩平原烏裕爾河和雙陽(yáng)河下游，黑龍江西部，地跨齊齊哈爾市、大慶市、富？h、林甸縣、泰來(lái)縣，地標(biāo)為 E:123°51′-124°37′，N:46°48′-47°31′。該濕地面積2,100 km2環(huán)境保護(hù)環(huán)境保護(hù)，屬于中溫帶大陸性季風(fēng)性氣候，年均氣溫2℃-4.2℃,1月極端最低氣溫-43.3℃, 7月極端最高氣溫39.0℃,年均降水量402.7 mm。典型沼澤植被為蘆葦、苔草，其中蘆葦濕地面積占80-90%[12]的格式期刊網(wǎng)。扎龍濕地是我國(guó)最大的以鶴類等大型水禽為主體的珍稀鳥(niǎo)類國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)，丹頂鶴最重要的集中繁殖棲息地。近年來(lái)，旅游開(kāi)發(fā)及濕地周邊工業(yè)廢水和生活廢水的排放，天然降雨量與上游來(lái)水量減少等諸多原因?qū)е略埳鷳B(tài)系統(tǒng)遭到破壞，因此綜合系統(tǒng)評(píng)價(jià)扎龍濕地的水質(zhì)對(duì)丹頂鶴的繁衍保護(hù)，及創(chuàng)造人類良好的生活環(huán)境尤為重要。
依據(jù)地表水監(jiān)測(cè)采樣斷面布設(shè)原則，于扎龍濕地流域布設(shè)代表性水質(zhì)監(jiān)測(cè)8個(gè)斷面，選取Mn、Pb、Zn、Cu、SS、硫酸根、總磷、磷酸根、酚、TOC、總氮、氨氮、硝酸鹽氮、亞硝酸鹽氮共14項(xiàng)監(jiān)測(cè)指標(biāo)進(jìn)行監(jiān)測(cè)評(píng)價(jià)。監(jiān)測(cè)斷面信息如表1所示：
表1 監(jiān)測(cè)斷面信息
Tab.1 sampling information
|
序號(hào) |
名稱 |
地標(biāo) |
季節(jié) |
Temp/(℃) |
DO/(mg/l) |
Ph |
|
A |
龍安橋 |
E:124°22.791′, N:47°21.752′ |
夏 |
20.2 |
12.39 |
7.63 |
|
B |
東升水庫(kù) |
E:124°29.826′, N:47°18.025′ |
夏 |
19.02 |
11.5 |
8.5 |
|
C |
龍湖 |
E:124°12.750′, N:47°10.796′ |
夏 |
17.39 |
12.52 |
8.96 |
|
D |
仙鶴湖 |
E:124°13.950′, N:47°11.727′ |
夏 |
19.05 |
7.88 |
8.36 |
|
E |
克欽湖 |
E:124°18.793′, N:47°20.187′ |
夏 |
17.94 |
13.08 |
8.44 |
|
F |
特勒橋 |
E:124°00.790′, N:47°00.202′ |
夏 |
20.06 |
13.21 |
8.54 |
|
G |
林甸排污口 |
E:124°50.214′, N:47°10.487′ |
夏 |
20.69 |
6.96 |
8 |
|
H |
翁海排干 |
E :124°13.813′, N:47°15.281′ |
夏 |
20.04 |
9.42 |
8.37 |
2.2 主成分篩選主要污染指標(biāo)
利用SPSS對(duì)扎龍濕地14項(xiàng)水質(zhì)參數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并得出相關(guān)系數(shù)矩陣，對(duì)評(píng)價(jià)指標(biāo)Mn、Pb、Zn、Cu、SS、硫酸根、總磷、磷酸根、酚、TOC、總氮、氨氮、硝酸鹽氮、亞硝酸鹽氮的特征值進(jìn)行計(jì)算,以確定評(píng)價(jià)的主因子數(shù)，據(jù)特征值方差累計(jì)貢獻(xiàn)率確定選取主成分的個(gè)數(shù)。
利用SPSS求得其特征值和主成分貢獻(xiàn)率及累計(jì)貢獻(xiàn)率，可求得第1、2、3主成分的特征值分別為9.590、2.059、1.193均大于1，方差貢獻(xiàn)率分別為68. 503%、14.706%、8.520%，其累計(jì)方差率達(dá)到了91.730%，大于主成分法中規(guī)定的85%[8,13,14]，可以代表水質(zhì)評(píng)價(jià)中原始指標(biāo)提供的大部分信息，因此利用它們對(duì)各觀測(cè)點(diǎn)水質(zhì)進(jìn)行可比性研究。其中第一個(gè)主成分又是最重的環(huán)境保護(hù)環(huán)境保護(hù)，包含信息最多，反應(yīng)水質(zhì)特征最多。
表2 旋轉(zhuǎn)后的因子提取結(jié)果
Tab.2 Rotated component matrix
表3 各因子的得分信息
Tab.3 Component scores
|
成份 |
|||
|
1 |
2 |
3 |
|
|
總磷 |
.996 |
-.037 |
.059 |
|
Mn |
.995 |
.047 |
.079 |
|
氨氮 |
.993 |
.065 |
.081 |
|
磷酸根 |
.990 |
.045 |
.089 |
|
Cu |
.990 |
.097 |
.078 |
|
酚 |
.987 |
.112 |
.081 |
|
Zn |
.986 |
.048 |
-.035 |
|
SS |
.971 |
-.008 |
.102 |
|
總氮 |
.962 |
.003 |
.188 |
|
硝酸鹽氮 |
-.638 |
-.297 |
.398 |
|
TOC |
-.253 |
.942 |
.175 |
|
亞硝酸鹽氮 |
.467 |
.850 |
.192 |
|
Pb |
-.104 |
-.051 |
-.820 |
|
硫酸根 |
.109 |
.272 |
.773 |
|
成份 |
|||
|
1 |
2 |
3 |
|
|
Mn |
.106 |
-.021 |
.012 |
|
Pb |
.020 |
.115 |
-.563 |
|
Cu |
.104 |
.010 |
.002 |
|
SS |
.105 |
-.058 |
.038 |
|
硫酸根 |
-.026 |
.029 |
.491 |
|
酚 |
.103 |
.019 |
.002 |
|
TOC |
-.069 |
.558 |
-.032 |
|
總磷 |
.110 |
-.070 |
.012 |
|
磷酸根 |
.105 |
-.024 |
.019 |
|
總氮 |
.100 |
-.066 |
.097 |
|
硝酸鹽氮 |
-.074 |
-.229 |
.354 |
|
氨氮 |
.105 |
-.010 |
.010 |
|
亞硝酸鹽氮 |
.014 |
.472 |
-.030 |
|
Zn |
.109 |
.000 |
-.068 |
根據(jù)表2，反應(yīng)主成分1的水質(zhì)指標(biāo)主要是總磷(a)、Mn(b)、氨氮(c)、磷酸根(d)、Cu(e)、酚類(f)、Zn(g)、SS(h)、總氮(i)、硝酸鹽氮(j)，根據(jù)表3各成份得分系數(shù)可得線性表達(dá)式F1：
F1=0.110a+0.106b+0.105c+0.105d+0.104e+0.103f+0.109g+0.105h+0.100i
+0.074j(1)
分析上述線性表達(dá)式F1可作如下解釋：第1主成分F1中含10項(xiàng)正值，說(shuō)明該主成分與對(duì)應(yīng)指標(biāo)是正相關(guān)。主因子1反應(yīng)的主要是氮磷、酚類、及重金屬等污染，根據(jù)表達(dá)式中系數(shù)的數(shù)值絕對(duì)值相差不明顯，因此主因子1反應(yīng)扎龍污染是各項(xiàng)指標(biāo)的綜合反應(yīng)，不是某項(xiàng)指標(biāo)的突出反應(yīng)，需要同時(shí)治理。同理，根據(jù)表2和表3的信息，可以確定主成分2反映了污染的類型為有機(jī)污染及硝化作用不完全帶來(lái)的亞硝酸鹽類污染;主成分3反映了Pb和硫酸根等由工業(yè)污染源帶來(lái)的重金屬污染。
以上污染形成的原因主要是：(1)扎龍濕地屬于長(zhǎng)期演化形成的潛育化濕地，自上而下分為草根層、泥炭層、腐殖質(zhì)層和粘土層，其中泥炭層和腐殖質(zhì)層對(duì)水中懸浮物、有機(jī)物、重金屬及氮磷有強(qiáng)烈的吸附作用，使污染物進(jìn)入濕地小尺度地球化學(xué)循環(huán)，這是造成濕地內(nèi)源富營(yíng)養(yǎng)化的根源[15];(2)保護(hù)區(qū)流域周邊的富裕、林甸、克山、克東、依安的工業(yè)廢水和生活污水排放，農(nóng)藥化肥施用和污水灌溉通過(guò)地表徑流加重了濕地的有機(jī)污染;(3)濕地營(yíng)養(yǎng)物總體含量過(guò)高，導(dǎo)致植被在生長(zhǎng)季節(jié)對(duì)有機(jī)物的過(guò)濾作用較弱，對(duì)氮磷污染物的凈化作用不明顯;(4)扎龍濕地賴以生存的主要補(bǔ)給水源烏裕爾河，其徑流量較小環(huán)境保護(hù)環(huán)境保護(hù)，冬季經(jīng)常斷流，并且出流量受東升水庫(kù)的影響。濕地水源的匱乏也加劇了濕地環(huán)境的污染。
2.3 主成分評(píng)價(jià)主要污染斷面
利用SPSS對(duì)扎龍濕地8個(gè)斷面進(jìn)行主成分分析，以確定斷面的相對(duì)污染程度,根據(jù)特征值方差累計(jì)貢獻(xiàn)率確定選取主成分的個(gè)數(shù)。利用SPSS求得特征值和主成分貢獻(xiàn)率及累計(jì)貢獻(xiàn)率分別見(jiàn)表4-6的格式期刊網(wǎng)。
![扎龍濕地[1]](http://www.lunwenf.com/d/file/picture/201106/07/2.files/image002.jpg)
圖1 采樣斷面位置關(guān)系圖
Fig.1 sampling location
用與污染指標(biāo)相同的方法構(gòu)建因子f1,f2的線性表達(dá)式如下：
f1=0.174×林甸排污口+0.171×龍湖+0.169×仙鶴湖+0.146×翁海排干+0.131×特勒橋+0.120×東升水庫(kù)+0.161×龍安橋(2)
f2=0.906×克欽湖(3)
根據(jù)表4，第1、2主成分的特征值分別為6.423、1.041均大于1，累計(jì)方差率達(dá)到了93.296%，第1主成分貢獻(xiàn)率為80.282%遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于第2主成分的13.013%，主成分2中污染在分析中弱化考慮，根據(jù)監(jiān)測(cè)斷面關(guān)系(圖1)，可知克欽湖的污染程度較輕，核心區(qū)和緩沖區(qū)交界污染較輕。因此f1表達(dá)式代表了斷面的信息，林甸排污口，仙鶴湖，龍湖，龍安橋?qū)ξ廴矩暙I(xiàn)較大，翁海排干和特勒橋與東升水庫(kù)稍微次之。
成份
初始特征值
旋轉(zhuǎn)平方和載入
合計(jì)
方差的 %
累積 %
合計(jì)
方差的 %
累積 %
1
6.423
80.282
80.282
6.238
77.974
77.974
2
1.041
13.013
93.296
1.226
15.322
93.296
3
.405
5.065
98.361
4
.093
1.160
99.521
5
.028
.347
99.868
6
.009
.118
99.986
7
.001
.012
99.998
8
.000
.002
100.000
表5 因子提取結(jié)果
Tab.5 Component matrix
表6 各因子的得分信息
Tab.6 Component scores
|
成份 |
||
|
1 |
2 |
|
|
林甸工業(yè) |
.992 |
.050 |
|
龍湖 |
.988 |
.069 |
|
仙鶴湖 |
.984 |
.080 |
|
翁海排干 |
.956 |
.201 |
|
特勒橋 |
.944 |
.290 |
|
東升水庫(kù) |
.921 |
.331 |
|
龍安橋 |
.806 |
-.090 |
|
克欽湖 |
.085 |
.985 |
|
成份 |
||
|
1 |
2 |
|
|
龍安橋 |
.161 |
-.202 |
|
克欽湖 |
-.129 |
.906 |
|
東升水庫(kù) |
.120 |
.174 |
|
林甸工業(yè) |
.174 |
-.098 |
|
特勒橋 |
.131 |
.132 |
|
翁海排干 |
.146 |
.048 |
|
仙鶴湖 |
.169 |
-.070 |
|
龍湖 |
.171 |
-.080 |
以上污染形成的原因主要是：(1)龍安橋位于烏裕尓河源頭引嫩所在地區(qū)，該地區(qū)已形成了以釀造、食品、紡織、造紙、機(jī)械、化工、醫(yī)藥等門(mén)類齊全的工業(yè)體系，并且克東、克山、依安三縣的工業(yè)廢水通過(guò)自然溝直接排入烏裕爾河;(2)富裕、林甸兩縣工業(yè)廢水直接排放到保護(hù)區(qū)內(nèi)的沼澤濕地，因此造成龍安橋，林甸排污口的嚴(yán)重污染;(3)濕地核心區(qū)因上游污染的水體和林甸排放口排入沼澤濕地的污水共同作用環(huán)境保護(hù)環(huán)境保護(hù)，(仙鶴湖和龍湖)湖庫(kù)呈現(xiàn)明顯的有機(jī)污染和重金屬污染;(4)濕地內(nèi)主要由引嫩水體和林甸排污口排入污水，流經(jīng)東升水庫(kù)，并由水庫(kù)控制的兩部分水流構(gòu)成，因此濕地核心區(qū)的進(jìn)水口(東升水庫(kù))和出水口(特勒橋)及農(nóng)田退水區(qū)(翁海排干)因主要受單一水流流向污染，相對(duì)污染較輕，因兩部分水流均匯集到濕地核心區(qū)域，因此核心區(qū)域污染比濕地交界處更嚴(yán)重，因此可知扎龍濕地的東升水庫(kù)等水利工程人為干擾造成的水利流向不利于濕地保護(hù)，使得核心區(qū)污染嚴(yán)重。通過(guò)調(diào)查，得知上述數(shù)據(jù)與扎龍流域的實(shí)際情況很符合。
2.4 單一指標(biāo)驗(yàn)證污染狀況
根據(jù)2.2和2.3分析得知，氮為主要污染物，仙鶴湖，龍湖，龍安橋污染較嚴(yán)重，翁海排干和特勒橋與東升水庫(kù)稍微次之。為了進(jìn)一步證實(shí)主成分分析是有效的統(tǒng)計(jì)分析方法，針對(duì)單一氮指標(biāo)，驗(yàn)證主要污染監(jiān)測(cè)斷面。利用SPSS構(gòu)建旋轉(zhuǎn)成份矩陣并判定成份得分矩陣如下表7和表8，并獲得線性表達(dá)式如下：
P1=0.183×龍湖+0.172×林甸工業(yè)+0.171×仙鶴湖+0.152×龍安橋+0.140×翁海排干+0.044×東升水庫(kù)(4)
P2=0.797×克欽湖 (5)
表7旋轉(zhuǎn)成份矩陣a
Tab.7 Component matrix
表8 成份得分系數(shù)矩陣
Tab.8 Component scores
|
成份 |
||
|
1 |
2 |
|
|
龍湖 |
.999 |
.044 |
|
林甸工業(yè) |
.994 |
.106 |
|
仙鶴湖 |
.994 |
.111 |
|
特勒橋 |
.992 |
.130 |
|
龍安橋 |
.978 |
.206 |
|
翁海排干 |
.966 |
.260 |
|
東升水庫(kù) |
.786 |
.618 |
|
克欽湖 |
.047 |
.999 |
|
成份 |
||
|
1 |
2 |
|
|
龍安橋 |
.152 |
-.001 |
|
克欽湖 |
-.162 |
.797 |
|
東升水庫(kù) |
.044 |
.364 |
|
林甸工業(yè) |
.172 |
-.085 |
|
特勒橋 |
.167 |
-.065 |
|
翁海排干 |
.140 |
.044 |
|
仙鶴湖 |
.171 |
-.081 |
|
龍湖 |
.183 |
-.136 |
將表達(dá)式P1和2.3中表達(dá)式f1比較可知，主要污染斷面均為龍湖、林甸工業(yè)、仙鶴湖、龍安橋、翁海排干、東升水庫(kù)環(huán)境保護(hù)環(huán)境保護(hù)，并且污染系數(shù)值相差較小，只是個(gè)別污染斷面程度排序略有差異，因此利用主成分分析對(duì)單一指標(biāo)的水質(zhì)評(píng)價(jià)和多參數(shù)水質(zhì)綜合評(píng)價(jià)都是有效的評(píng)價(jià)辦法。
3結(jié)論
借助SPSS軟件，采用主成分分析方法研究扎龍濕地水質(zhì)特征，結(jié)果表明：從原始數(shù)據(jù)中提取占總方差的91.730%的3個(gè)因子來(lái)反映水體的污染程度，確定主要污染物：氮磷、酚類、及重金屬等污染;對(duì)斷面主成分分析研究斷面相對(duì)污染程度，結(jié)果表明：由于工業(yè)活動(dòng)及不合理的水利工程，造成了濕地核心區(qū)域沒(méi)有得到合理的保護(hù)，使得濕地核心區(qū)污染嚴(yán)重比外圍的交界處更嚴(yán)重，其中仙鶴湖，龍湖，龍安橋污染貢獻(xiàn)最嚴(yán)重，翁海排干和特勒橋與東升水庫(kù)稍微次之，結(jié)果與實(shí)際情況相吻合,說(shuō)明主成分分析法是一種有效的水質(zhì)評(píng)價(jià)方法。
參考文獻(xiàn)
[1]周林飛,許士國(guó),孫萬(wàn)光.基于灰色聚類法的扎龍濕地水環(huán)境質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)[J]. 大連理工大學(xué)學(xué)報(bào),2009,42(2):240-245.
[2]何曉群.現(xiàn)代統(tǒng)計(jì)分析方法與應(yīng)用[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,1998.
[3]郭翔云.主成分分析法在白洋淀水質(zhì)評(píng)價(jià)中的應(yīng)用[J].海河水利, 2005, 5: 55-56.
[4]Wenning, R.J., Erickson, G.A. Interpretationand analysis of complex environmental data using chemo metric methods [J].Trends in Analytical Chemistry,1994，13:446–457.
[5]Battegazzore, M. Integrated chemical andbiological evaluation of the quality of the river Lambro [J].Water Air, SoilPollution, 1995，83:375–390.
[6]Voutsa,D., Zachariadis, G., Samara, C.,Kouimtzis, T.. Evaluation ofchemical parameters in Aliakmon River in Northern Greece[J].Journal ofEnvironmental Science Health,1995,30:1–13.
[7]劉小楠,崔巍.主成分分析法在汾河水質(zhì)評(píng)價(jià)中的應(yīng)用[J].中國(guó)給水排水,2009,
25(18):105-108.
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