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旻恺董
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1 中国环境科学 2015,35(12):3707~3713 China Environmental Science 基于 Mann-Kendall 法的湖泊稳态转换突变分析刘聚涛 1, 方少文 1*, 冯倩 1, 吴智导 1, 韩柳 1, 黄佳聪 2 3, 白秀玲 (1. 江西省水利科学研究院, 江西省鄱阳湖水资源与环境重点实验室, 江西南昌 ;2. 中国科学院南京地理与湖泊研究所, 江苏南京 ;3. 河南大学环境与规划学院, 河南开封 ) 摘要 : 采用变化趋势与倾向率 Mann-Kendall 趋势检验法和突变点分析法对 1981~2008 年间太湖湖泊稳态转换关键因子总氮 (TN) 总磷 (TP) 和叶绿素 a(chla) 进行突变识别, 结果表明,(1)TN TP 和 Chla 分别在和 5 水平上呈显著增加趋势 ;(2)TN 浓度在 1990~1991 年间和 1994~1995 年间发生了两次突变 ;TP 浓度突变点发生在 1987~1988 年 ;Chla 浓度历史变化存在三个阶段,1981~1989 年为第一阶段, 尚未产生突变阶段, 第二阶段为 1990~1996 年, 突变过渡阶段, 第三阶段为 1997~2008 年, 属于突变后的状态 ;(3) 综合 TN TP 和 Chla 浓度历史变化存在不同阶段, 结合各因子的历史变化序列, 太湖湖泊稳态转换突变点为 1988 年和 1997 年, 并把太湖划分为三个阶段, 第一阶段为 1981~1987 年, TP 浓度为 25mg/L, 属于草藻共存, 接近于清水稳态阶段 ; 第二阶段为 1988~1996 年, TP 浓度为 86mg/L, 属于藻草共存阶段 ; 第三阶段为 1997 到 2008 年, TP 浓度为 0.103mg/L, 属于藻型浊水稳态. 研究结果表明 Mann-Kendall 法在湖泊稳态转换突变分析中具有一定的适用性. 关键词 :Mann-Kendal 法 ; 突变分析 ; 关键因子 ; 稳态转换 ; 太湖中图分类号 :X524 文献标识码 :A 文章编号 : (2015) Analysis of regime shift in Taihu Lae based on Mann-Kendall method. LIU Ju-tao 1, FANG Shao-wen 1*, FENG Qian 1, WU Zhi-dao 1, HAN Liu 1, HUANG Jia-cong 2, BAI Xiu-ling 3 (1.Jiangxi Key Laboratory of Poyang Lae Water Resources and Environment, Jiangxi Institute of Water Sciences, Nanchang , China;2.Nanjing Institute of Geography and Limnology, Chinese Academy of Sciences, Nanjing , China;3.College of Environment and Planning, Henan University, Kaifeng , China). China Environmental Science, 2015,35(12):3707~3713 Abstract:Basing on the rate of change of trends and tendencies, Mann-Kendall method, total nitrogen (TN) total phosphorus (TP) and chlorophyll a (Chla) were too as the ey factors, and regime shift and mutation were analyzed in Taihu Lae among 1981~2008. The results showed that: (1) Significant increases in TN, TP and Chla were 5, 0.10 and 5 level respectively; (2) There were two TN mutations from 1990 to 1991 and 1994 to The TP mutation occurred between 1987 and 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 Lae. The lae regime was divided into three stages in Taihu Lae. The first stage was from 1981 to 1987, in which the TP concentration was 25 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 86mg/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 lae regime shift analysis. Key words:mann-kendall method;mutation analysis;ey factors;regime shift;taihu Lae 我国约 60% 的淡水湖泊集中在东部沿海和长江中下游地区, 多数属于浅水湖 [1], 并存在不同程度的富营养化趋势 [2]. 伴随着湖泊富营养化现象, 湖泊生态系统在一定条件下呈现草型湖和藻型湖的稳定状态, 并在景观上表现为草型和藻型 [34]. 稳态转化理论用于描述系统状态发生本收稿日期 : 基金项目 : 国家自然科学基金 ( , ); 江西省水利厅科技计划项目 (KT201406) * 责任作者, 教授级高工, swfang800@sina.com

2 3708 中国环境科学 35 卷质渐进和持续的转变过程 [5], 国内外专家对湖泊稳态转化理论进行了深入的研究 [3,69], 研究结果表明营养盐 [1011] 蓝藻水华 [1011] 风浪 [1213] 水位 [1415] [16] 光照和底质等条件是湖泊稳态转换的外部环境因子, 其中营养盐是决定草型藻型湖泊生态系统是否稳定的最关键因子 [1,1719]. 在湖泊多稳态转化研究中, 通常把沉水植物多少作为湖泊生态系统稳态的指示物种, 以 TP TN 和 Chla 等营养盐为关键影响因子. 湖泊生态系统多稳态转化过程及驱动因子研究将有助于理解当前水环境问题的本质, 为制定湖泊管理策略与实施评估提供有效的工具, 为生态修复提供理论支撑 [20]. 目前针对湖泊生态系统稳态转换的应用研究相对较少, 并集中于沉水植物消亡时间与营养盐指标对应关系研究或者运用多指标进行综合评价 [2122], 缺少了湖泊稳态转换突变点的定量研 [2326] 究. Mann-Kendall 法作为趋势检验和突变点分析的有效手段已经得到广泛应用. 本研究以太湖为研究对象, 以 TN TP 和 Chla 浓度为数据基础, 采用 Mann-Kendall 法对太湖生态系统稳态转换关键因子进行突变分析, 验证 Mann-Kendall 方法在湖泊生态系统稳态转换分析中的适用性, 认识太湖水生态环境演变特征及其趋势, 为太湖湖泊生态环境保护与提供有效手段, 为其他湖泊生态系统状态稳态转换定量研究提供技术支撑. 1 材料与方法 1.1 研究区域太湖是我国第三大淡水湖, 位于北纬 30 56'~ 31 34', 东经 '~120 36' 之间, 地处江苏省南部太湖流域中部, 面积为 2338m 2, 湖泊长度 69m, 平均宽度 34m, 平均水深 1.89m [27]. 自 20 世纪 70 年代末 80 年代初开始, 随着社会经济法发展水平的不断发展, 大量污染物进入太湖, 导致湖泊水体严重污染, 湖泊富营养化日趋严重, 在太湖北部的梅梁湾, 富营养化水平较高, 每年出现大量的蓝藻水华, 通常发生蓝藻水华灾害 [28]. [29] 1.2 变化趋势与倾向率变化趋势与倾向率的方法通常采用一次线性方程回归表示 : y = a0 + at 1 (1) 式中 :t 为,a 1 为线性倾向率. 若 a 1 大于 0, 表示该序列呈上升趋势 ; 若 a 1 小于 0, 表示该序列呈下降趋势. N 图 1 太湖位置及其概化图 Fig.1 Setch and location of Taihu Lae N 0 10 m [26] 1.3 Mann-Kendall 趋势检验方法 Mann-Kendall 法是关于观测值序列的秩次和时序的秩相关检验. 假设 H 0 为时间序列 x 1, x 2,,x n 服从 n 个独立的随机变量同分布的样本, 那么统计变量 S 的计算公式为 : n 1 n aij i= 1 j= i+ 1 S = (2) ( ) sgn ( ) a = sgn x x = R R = ij j i i j 1, xi < xj, (3) 0, xi= xj, 1, xi > xj. 式中 :R i 和 R j 分别为 x i 和 x j 的秩次. 当 n>8, 实测数据服从独立且同分布的假设时, 统计变量 S 服从正态分布, 其均值和方差满足下式 : E(S)=0 (4) Var(S)= n(n-1)(2n-5)/18 (5) 式中 :E(S) 为均值 ;Var(S) 为方差.

3 12 期刘聚涛等 : 基于 Mann-Kendall 法的湖泊稳态转换突变分析 3709 ( S 1) Var( S), S > 0, Z = 0, S = 0, (6) ( S + 1) Var( S), S < 0. 统计量 Z 成为 Kendall 秩次相关系数, 当 n 增加时,Z 很快收敛于标准化正态分布, 给显著性水平 α, 其双尾检验临界值为 Z α /2. 当 Z < Z α /2, 序列趋势不显著 ; 当 Z > Z α /2, 序列趋势变化显著, 而且 Z>0, 序列呈上升趋势,Z<0, 序列呈下降趋势. 当统计值 Z 的绝对值大于等于和 2.33 时, 分别通过了置信度为 90% 95% 和 99% 的显著性检验. [30] 1.4 Mann-Kendall 突变分析方法利用 Mann-Kendall 法进行突变点分析. 对于具有 n 个样本量的时间序列 x, 构造一秩序列 : S = ri( = 2,3,, n) (7) i= 1 + 1当 xi > xj ri = ( j = 1,2,, i) (8) 0否则秩序列 S 是第 i 时刻数值大于 j 时刻数值个数的累计数. 在时间序列上随机独立的假定下, 定义统计量 : E( S) Var ( S ) S UF = (=1,2,,n) (9) 其中 UF 1 =0,E(S ),Var(S ) 是累积数 S 的均值和方差, 在 x 1,x 2,,x n 相互独立, 且有相同连续分布时, 它们可由下式算出 : ES = nn+ 1 4 (10) Var S = n n 1 2n (11) ( ) ( ) ( ) ( )( ) UF 系列为标准正态分布, 它是按时间序列 x 顺序 x 1,x 2,,x n 计算出来的统计量序列, 给定显著性水平 α, 查正态分布表, 若 UF i >U α, 则表明序列存在明显的趋势变化. 按照时间序列 x 逆序 x n,x n 1,,x 1, 再重复上述过程, 同时使 UB = -UF,=n,n- 1,,1,UB=0. 分析绘出的 UF 和 UB 曲线图, 若 UF 或 UB 的值大于 0, 则表明序列呈上升趋势, 小于 0 则表明呈下降趋势. 当它们超过临界直线时, 表明上升或下降趋势显著. 超过临界线的范围确定为出现突变的时间区域. 如果 UF 和 UB 两条曲线出现交点, 且交点在临界线之间, 那么交点对应的时刻便是突变开始的时间. 2 结果与分析 2.1 湖泊稳态转换关键因子变化趋势分析 TN 浓度 (mg/l) TP 浓度 (mg/l) Chla 浓度 (mg/l) TN 线性 (TN) y=607x+ 853 R 2 = TP 线性 (TP) y=022x R 2 = Chla 线性 (Chla) y=012x R 2 = 图 2 太湖 TN TP 和 Chla 历年变化趋势分析 Fig.2 Trend analysis of TN,TP and Chla in Taihu Lae 根据变化趋势与倾向率方法, 太湖 TN TP 和 Chla 历年变化趋势如图 2 所示, 倾向率均大于 0, 表明 1981~2008 年间,TN TP 和 Chla 总体上呈逐渐增加趋势.TN 在 1981~2003 年间, 呈波动增加趋势,1981 年 TN 为 0.985mg/L, 为地表水环境质量 Ⅲ 类水质标准 ((0.5,)),2003 年为 a b c

4 3710 中国环境科学 35 卷 4.08mg/L, 属于劣 Ⅴ 类水标准 (>), 然后呈波动减小趋势,2008 年为 2.64mg/L, 表明水质略有好转, 仍然属于劣 Ⅴ 类水水质.TP 在 1981~1997 年呈增加趋势, 1981 年 TP 为 21mg/L, 属于 Ⅱ 类水标准 ((1,25)), 在 1997 年最大, 达到 0.175, 属于 Ⅴ 类水标准 ((0.1,0.2)), 然后呈逐渐减小趋势,2008 年为 8mg/L, 属于 Ⅳ 类水水质 ((5, 0.1]).Chla 浓度在 1981~2008 年间呈波动增加趋势,1981 年 Chla 浓度为 04mg/L,1997 年最大为 46mg/L,2008 年略有下降, 为 2mg/L. 根据 Mann-Kendall 趋势检验检验分析方法, 太湖生态环境因子变化趋势结果如表 1 所示,TN TP 和 Chla 的统计值 Z 分别为和当统计值 Z 的绝对值大于等于 1.28 和 1.64 时, 分别通过了置信度为 90% 和 95% 的显著性检验. 结果表明 Z 值大于 0, 各生态环境因子呈显著增加趋势, 并且 TN 和 Chla 在 5 水平上显著,TP 在 0.1 水平上显著增加. 表 1 太湖生态环境因子变化趋势显著性检验结果 Table 1 Significant test results of eco-environmental parameters in Taihu Lae 序号指标统计值 Z 趋势显著水平 1 TN 显著增加 5 2 TP 显著增加 Chla 显著增加湖泊稳态转换关键因子突变分析根据 Mann-Kendall 突变点分析方法, 绘制 TN TP 和 Chla 正向统计量 UF 和反向统计量 UB 曲线, 并给出显著性水平 α=5 时临界值 Z= ±1.96, 如图 3 所示. TN 浓度的 UF-UB 曲线如图 3a 所示,UF-UB 曲线分别在 1990~1991 年间和 1994~1995 年间有两个交点, 表明在 1990~1991 年,TN 浓度发生第一次突变, 发生突变后 TN 浓度持续增加 ;1994~1995 年间,TN 浓度发生第二次突变, 并且 TN 浓度的 UF 曲线大于 1.96, 突破了 α=5 的临界值区域. TP 浓度的 UF-UB 曲线在 1981 和 1987 年两个时间点重合, 自 1988 年开始,UF 持续增加, 并在 1989 年突破了 α=5 的临界值区域, 表明 TP 浓度在 1987~1988 年间发生了明显的突变. Chla 浓度的 UF-UB 曲线在 1981 年 1987~ 1989 年初始阶段重合, 自 1989 年开始,UF 持续增加, 并在 1997 年突破了 α=5 的临界值区域, 表明 TP 浓度自 1997 开始处于明显突变的区域, 1990~1996 年则属于明显突变前的突变期, 而不仅仅限于一个突变点. 统计量统计量统计量 4.0 U TN-UF a 3.0 TN-UB (-U) U TP-UF b TP-UB (-U) U Chla-UF 3.0 Chla-UB (-U) c 图 3 太湖湖泊状态转换 TN TP 和 Chla 因子 UF-UB 突变分析 Fig.3 Mutation analysis of TN,TP and Chla in Taihu Lae 3 讨论生态系统存在着不止一个稳定状态, 这有可能引起生态系统对连续变化的外部压力的跳跃式或突变反应 [3133], 在浅水湖泊生态系统的多稳

5 12 期刘聚涛等 : 基于 Mann-Kendall 法的湖泊稳态转换突变分析 3711 态理论和模型中, 草藻型稳态转换受多种因素的影响, 如营养盐 [3233] 光照 [16] 水位 [1415] 动物牧食 [3435] 风浪 [1213] 和底质 [32] 等, 目前的研究多采用 TN TP 和 Chla 的浓度阈值或相关关系进行判别, 因此在本研究中采用该 3 个因子, 但由于湖泊生态系统是一个复杂的生态系统, 因此在今后的研究中要考虑多种影响因子的不确定性. 根据 Mann-Kendall 突变点分析结果,TN 浓度在 1990~1991 年间和 1994~1995 年间发生了两次突变. 结合 TN 浓度变化趋势 ( 图 3a),1991 年为 TN 浓度阶段变化中的一个较低的点,1990 年 TN 浓度为 2.35mg/L,1991 年为 1.89mg/L,1992 年为 2.87mg/L, 本研究假设 1991 年为 TN 浓度变化第一个突变点. 在 1994~1995 年前后,TN 浓度变化存在第二个突变点, 结合 TN 浓度变化趋势,1992~1994 年 TN 处于波动状态, 浓度分别为 2.87,2.35 和 2.84mg/L, 自 1995 年开始,TN 浓度为 3.14mg/L, 之后持续增加, 因此本研究假定 1994 年为第二个突变点. 根据确定的突变点,TN 浓度历史变化分为 3 个阶段, 第一阶段,1981~1991 年,TN 平均浓度为 1.99mg/L, 第二阶段为 1992~1994 年,TN 平均浓度为 2.69mg/L, 第三阶段为 1995~2008 年,TN 平均浓度为 3.19mg/L. 第三阶段中, 在 2004 年,TN 浓度呈现明显下降趋势, 结合 TN 浓度变化趋势, 本阶段可分为 2 个阶段,1995~2003 年和 2004~2008 年, 平均浓度分别为 3.41mg/L 和 2.80mg/L. 太湖 TN 浓度在 1981~2008 年间, 大致经历了 3 个阶段 ( 图 4a), 其中第三个阶段分为 2 个阶段, 在该阶段中呈现下降趋势,TN 浓度仍然属于突变范围. 根据图 3b 及其分析结果,TP 浓度突变点发生在 1987~1988 年, 该 TP 浓度为 29mg/L, 1988 年,TP 浓度为 55mg/L, 较 1987 年增加了 80%, 本研究认为突变点位 1987 年. 根据突变点的确定, 太湖 TP 浓度历史变化分为 2 个阶段 ( 图 4b), 并且两个阶段 TP 浓度水质标准发生明显转变. 第一个阶段为 1981~1987 年,TP 浓度平均值为 25mg/L, 属于 Ⅱ 类水标准, 第二阶段为 1988~2008 年,TP 浓度平均值为 95mg/L, 属于 Ⅳ 类水标准. 在第二个阶段中,1988~1997 年间, TP 浓度持续增加, 在 1998~2008 年间 TP 浓度处于波动减小状态. 根据图 3c 及其分析结果,Chla 浓度历史变化存在 3 个阶段 ( 图 4c),1981~1989 年为第一阶段, 尚未产生突变阶段,Chla 浓度平均值为 7mg/L, 第二阶段为 1990~1996 年,Chla 浓度处于突变过渡阶段,Chla 浓度平均值为 0.22mg/L, 第三阶段为 1997~2008 年,Chla 处于突变后的状态,Chla 浓度均值为 31mg/L. TN 浓度 (mg/l) TP 浓度 (mg/l) Chla 浓度 (mg/l) a TN 阶段均值 b c TP 阶段均值 Chla 阶段均值 0 图 4 太湖 TN TP 和 Chla 历年变化阶段分析 Fig.4 Lae regime classification of TN, TP and Chla in Taihu Lae 综合 TN TP 和 Chla 浓度历史变化存在不同阶段, 结合各因子的历史变化序列, 基本上可以把太湖划分为 3 个阶段, 第一阶段为 1981~1987 年, 第二阶段为 1988~1996 年, 第三阶段为 1997~

6 3712 中国环境科学 35 卷 2008 年, 突变点为 1988 年和 1997 年, 各阶段的水环境特征如表 2 所示. 表 2 太湖湖泊状态因子特征及湖泊稳态判别结果 Table 2 Characteristics of the lae regime parameters and lae regime results in Taihu Lae 时间阶段 TN TP Chla 综合浓度浓度浓度状态状态状态状态 (mg/l) (mg/l) (mg/l) 1981~ B-C 25 A 06 B-C B 1988~ C-D 86 B-C 19 C C 1997~ C-D D 32 D D 线性方程 Y=0.98x+0.4 Y=39x-06 Y=13x-07 R 根据国内相关研究, 划分了湖泊稳态转换阶段划分及阈值 [22],TN TP 和 Chla 三个指标的参考状态如表 3 所示. 根据 TN 指标划分阈值, 第一阶段 TN 平均浓度为 1.99mg/L, 属于草藻共存或藻草共存阶段, 第二阶 TN 平均浓度为 2.69mg/L, 已经超过了藻草共存阶段的阈值, 尚未达到藻型浊水稳态, 第三阶段为 TN 平均浓度为 3.19mg/L, 尽管 TN 浓度有所增加, 仍然与第二阶段湖泊状态类似 ; 根据 TP 指标划分阈值, 第一阶段 TP 平均浓度为 25mg/L, 属于清水稳态, 第二阶段 TP 平均浓度为 86mg/L, 属于草藻共存或藻草共存阶段, 第三阶段 TP 平均浓度为 0.103mg/L, 属于藻型浊水状态 ; 根据 Chla 指标划分阈值, 第一阶段 Chla 平均浓度为 06mg/L, 属于草藻共存或藻草共存阶段, 第二阶段 Chla 平均浓度为 19mg/L, 属于藻草共存阶段, 第三阶段 Chla 平均浓度为 32mg/L, 属于藻型浊水状态. 综合 TN TP 和 Chla 三个指标稳态阶段划分, 选择 3 个指标稳态阶段的共性状态作为太湖生态系统综合状态, 评价结果如表 2 所示, 太湖在 1981~ 1987 年间, 属于草藻共存阶段, 并接近于清水稳态 ;1988~1996 年间, 属于藻草共存阶段 ;1997~2008 年间, 为藻型浊水稳态阶段, 太湖蓝藻水华现象成为常态, 尤其是 2007 年大规模的蓝藻水华暴发引发社会的广泛关注 [36]. 有研究指出 :20 世纪 80 年代是太湖富营养化的关键转型期,80 年代初, 太湖水质平均为 Ⅱ~Ⅲ 类水, 此后营养盐逐渐增多, 逐渐进入中营养水平, 水生植物减少 ;90 年代后, 太湖进入富营养化水平, 水生植物严重退化 [21] ; 本研究阶段划分基本上与该研究结果相一致. 表 3 湖泊稳态转换阶段划分及阈值 Table 3 Dividing phases and threshold of lae regime 阶段 TN(mg/L) TP(mg/L) Chla(mg/L) A- 清水稳态 B- 草藻共存 0.5~2.5 3~ ~10 C- 藻草共存 0.5~2.5 3~ ~20 D- 藻型浊水稳态 >5 >0.10 >20 E- 黑臭阶段 P/R<1, 以异样细菌为主国内专家就 TP 浓度和沉水植物的相关关系研究指出, 湖泊由草型湖向藻型湖阶段变化的 TP 浓度变化范围可以作为两种状态的临界区间, 该临界区间为下限基本上为 7~8mg//L, 上限在 0.1~0.15mg/L 范围内波动 [3742]. 根据本研究的湖泊状态划分, 第一阶段为草藻共存, 接近于清水稳态阶段, 该阶段 TP 浓度为 25mg/L, 远低于草型和藻型状态变化临界区间的下限 ; 第二阶段为藻草共存, 该阶段 TP 浓度为 86mg/L, 属于草型向藻型状态变化的临界区域 ; 第三阶段为藻型浊水稳态,TP 浓度为 0.103mg/L, 在草型向藻型状态变化临界区域的上限区间, 属于草型向藻型状态变化的临界区域. 本研究结果表明与已有研究相一致. 4 结语采用 TN TP 和 Chla 作为湖泊生态系统稳态转换关键因子, 运用 Mann-Kendall 方法对太湖湖泊稳态转换进行定量突变分析, 把太湖划分为草藻共存藻草共存和藻型浊水稳态 3 个阶段, 基本上与已有研究相一致, 研究结果可为湖泊稳态突变点分析提供定量的研究方法, 为湖泊生态保护与恢复提供支撑. 参考文献 : [1] 秦伯强, 宋玉芝, 高光. 附着生物在浅水湖泊富营养化湖泊藻 - 草型生态系统转化过程中的作用 [J]. 中国科学 C 辑生命科学, 2006,36(3): [2] 秦伯强. 长江中下游湖泊富营养化发证机制与控制途径初探 [J]. 湖泊科学, 2002,14(3):

7 12 期刘聚涛等 : 基于 Mann-Kendall 法的湖泊稳态转换突变分析 3713 [3] 年跃刚, 宋英伟, 李英杰, 等. 富营养化浅水湖泊稳态转换理论与生态恢复探讨 [J]. 环境科学研究, 2006,19(1): [4] 李英杰, 胡小贞, 胡社荣, 等. 草藻型湖泊水体生态及理化特性的实验对比 [J]. 生态环境学报, 2009,18(5): [5] Fole C, Carpenter S, Waler B, et al. Regime shifts, resilience, and biodiversity in ecosystem management [J]. Annual Review of Ecology, Evolution, and Systematics, 2004,35: [6] Scheffer M, Carpenter S R, Foley J A. Catastrophic shift s in ecosystems [J]. Nat, 2001,413(11): [7] Scheffer M, Carpenter S R. Catastrophic regime shifts in ecosystems: lining theory to observation [J]. Trends in Ecology and Evolution, 2003,18(12): [8] Scheffer M, van Nes E H. Mechanisms for marine regime shift s: can we use laes as microcosms for oceans? [J]. Progress in Oceanography, 2004,60: [9] Scheffer M. Ecology of shallow laes [M]. Netherlands: Kluwer Academic Publishers, [10] Scheffer M. Ecology of Shallow Laes [M]. Netherlands, Dordretcht: Kluwer Academic Publishers, [11] 秦伯强, 高光, 胡维平, 等. 浅水湖泊生态系统恢复的理论与实践的思考 [J]. 湖泊科学, 2005,17:9-16. [12] 尤本胜, 王通成, 范成新, 等. 风浪作用下太湖草型湖区水体 N P 动态负荷模拟 [J]. 中国环境科学, 2008,28(1): [13] 秦伯强, 胡维平, 刘正文, 等. 太湖梅梁湾水源地通过生态修复净化水质的试验 [J]. 中国水利, 2006,17: [14] Havens K E, Jin K R, Rodusy A J, et al. Hurricane effects on a shallow lae ecosystem and its response to a controlled manipulation of water level [J]. The Scientific World, 2001,1: [15] 谷孝鸿, 范成新, 杨龙元, 等. 固城湖冬季生物资源现状及环境质量与资源利用与评价 [J]. 湖泊科学, 2002,14(3): [16] Scheffer M. Ecology of Shallow Lae [M]. Lelystad: The Netherlands, [17] Meijer M L. Biomanipulation in the Netherlands: 15years of experience [D]: Wageningen University, the Netherlands, 2000: [18] Scheffer M. Shallow laes theory revisited: various alternative regimes driven by climate, nutrients, depth and lae size [J]. Hydrobiologia, 2007,584: [19] González SMA, M. A. Jeppesen E, Goma J, et al. Does high nitrogen loading prevent clear-water conditions in shallow laes at moderately high phosphorus concentrations [J]. Freshwater Biology, 2005,50(1): [20] Carpenter S R, Kinne O, Wieser W. Regime shifts in lae ecosystems: pattern and variation [M]. International Ecology Institute, [21] 成小英, 李世杰. 长江中下游典型湖泊富营养化演变过程及其特征分析 [J]. 科学通报, 2006,51(7): [22] 汪贞, 李根保, 王高鸿, 等. 基于模糊评价法的洱海稳态阶段分析 [J]. 水生态学杂志, 2011,3(3): [23] 郭鹏, 陈晓玲, 刘影. 鄱阳湖湖口外洲梅港三站水沙变化及趋势分析 ( ) [J]. 湖泊科学, 2006,18(5): [24] 于延胜, 陈兴伟.R/S 和 Mann-Kendall 法综合分析水文时间序列未来的趋势特征 [J]. 水资源与水工程学报, 2008,19(3): [25] 樊毅, 周芸, 邹玥, 等. 西南干热河谷降水政法变化趋势分析 [J]. 人民长江, 2010,41(1): [26] 赵丽娜, 宋松柏, 郝博, 等. 年径流序列趋势识别研究 [J]. 西北农林科技大学学报 ( 自然科学版 ), 2010,38(3): [27] 秦伯强, 胡维平, 陈伟民, 等. 太湖水环境演化过程与机理 [M]. 北京 : 科学出版社, [28] 王颖, 杨桂军, 秦伯强, 等. 太湖不同生态类型湖区浮游甲壳动物群落结构季节变化比较 [J]. 湖泊科学, 2014,26(5): [29] 刘聚涛, 李荣昉. 江西省水资源特征变化分析 [J]. 江西省水利科技, 2013,39(1): [30] 于浩. 基于时间序列的延河流域水沙周期分析及趋势预测 [D]. 杨凌 : 西北农林大学, 2008: [31] May R M. Thresholds and brea points in ecosystems with a multiplicity of stable states [J]. Nature, 1977,269: [32] 陶花. 磷对滆湖草藻型稳态转换的影响研究 [D]. 苏州 : 苏州科技学院, 2011:6-13. [33] 李文朝. 浅水湖泊生态系统的多稳态理论及其应用 [J]. 湖泊科学, 1997,9(2): [34] Van Don E, Grimm M P, Gulati R D, et al. Whole-lae food web manipulation as a means to study community interactions in a small ecosystem [J]. Hydrobiologia, 1990,200/201: [35] Van Don E, Gulati R D, Iedema A, et al. Macrophyte related shifts in the nitrogen and phosphorus contents of the different trophic levels in a biomanipulated shallow lae [J]. Hydrobiologia, 1993,251: [36] 刘聚涛, 杨永生, 姜加虎, 等. 太湖蓝藻水华灾害风险分区评估方法研究 [J]. 中国环境科学, 2011,31(3): [37] Hosper S H. Biomanipulation, new perspective for restoring shallow, eutrophic laes in the Netherlands [J]. Hydrobiologia, 1989,23(1):5-10. [38] Hosper S H, Jagtman E. Biomanipulation additional to nutrient control for restoration of shallow laes in the Netherlands [J]. Hydrobiologia, 1990,200/201(1): [39] Jeppesen E, Søndergaard M, Mortensen E, et al. Fish manipulation as a lae restoration tool in shallow, eutrophic, temperate laes 1: cross-analysis of three Danish case-studies [J]. Hydrobiologia, 1990,200/201(1): [40] Jeppesen E, Jensen J P, Kristensen P, et al. Fish manipulation as a lae restoration tool in shallow, eutrophic, temperate laes 2: threshold levels, long-term stability and conclusions [J]. Hydrobiologia, 1990,200/201(1): [41] 羊向东, 沈吉, 董旭辉, 等. 长江中下游浅水湖泊历史时期营养态演化及湖泊生态响应 [J]. 中国科学 D 辑, 2005,35( 增刊 Ⅱ): [42] 王海军. 长江中下游中小型湖泊预测湖沼学研究 [D]. 武汉 : 中国科学院水生生物研究所, 作者简介 : 刘聚涛 (1983-), 男, 河南舞阳人, 高级工程师, 博士, 主要从事水生态环境研究. 发表论文 30 余篇.

mm 400 mm 15 mm EOF mm/10a Fig. 1 Distributions

mm 400 mm 15 mm EOF mm/10a Fig. 1 Distributions 7 2 2011 3 ADVANCES IN CLIMATE CHANGE RESEARCH Vol. 7 No. 2 March 2011 1673-1719 (2011) 02-0097-07 1961 2007 77 5 5 6 2 3 8 11 1980 1980 1990 2015 8 11 P426.6 A 7.86% 4 50 0.35 5 6 19 7 8 9 1 1906 2005