昆山市錦溪長白蕩2012～2013年水質(zhì)分析與評價

張皓　宣引明　蔣明等

摘要為了探討湖泊水質(zhì)季節(jié)性變化規(guī)律，2012年5～11月、2013年4～8月，對江蘇省昆山市長白蕩上游、中央以及下游的水溫、pH、亞硝酸鹽、總氮、氨氮、總磷、COD 7項水質(zhì)指標進行了監(jiān)測，并通過SPSS軟件對水質(zhì)指標進行了相關(guān)性分析。結(jié)果顯示，上游的氨氮水平和上游的pH之間存在顯著線性負相關(guān)關(guān)系，下游的氨氮水平和中央的氨氮水平之間存在極顯著線性正相關(guān)關(guān)系，上、中、下游的水溫之間以及上、中、下游pH之間存在極顯著線性正相關(guān)關(guān)系；偏回歸方程分析顯示，2012、2013年水質(zhì)各指標的總體變化趨于平穩(wěn)；主成分分析顯示，影響2012年長白蕩水質(zhì)的主成分為上游的氨氮、下游的COD和總氮。基于單項指標達標率評價標準評價長白蕩水質(zhì)，顯示2012年長白蕩的總體水質(zhì)屬于V類標準，2013年總體水質(zhì)超過V類標準（劣V類），說明長白蕩水質(zhì)有變劣的趨勢。研究結(jié)果為分析與評價長白蕩水質(zhì)現(xiàn)狀、污染程度提供了支撐數(shù)據(jù)，為進一步的水質(zhì)治理提供了理論指導。

關(guān)鍵詞錦溪長白蕩；水質(zhì)監(jiān)測；分析；評價

中圖分類號S181.3文獻標識碼A文章編號0517-6611（2015）07-247-06

Water Quality Analysis and Evaluation of Jinxi Changbai Swing， Kunshan during 2012-2013

ZHANG Hao1， XUAN Yin-ming2， JIANG Ming2， GONG Cheng-liang1* et al

（1. School of Basic Medical and Biological Sciences， Soochow University， Suzhou， Jiangsu 215123； 2. Kunshan Aquaculture Technology Extension Station， Suzhou， Jiangsu 215300）

AbstractTo investigate the seasonal changes of lake water quality， from May to November 2012， from April to August 2013， in Changbai swing， Kunshan City， Jiangsu Province， the central， upstream and downstreams water temperature， pH， nitrite， total nitrogen， ammonia nitrogen， total phosphorus and COD were monitored， the correlation of water quality index was conducted through SPSS software analysis. Results show that the upper reaches of the ammonia nitrogen level and the upper reaches of the pH have a significant linear negative correlation. Between the downstream of ammonia nitrogen level and the middle of ammonia nitrogen level have a significant linear positive correlation. Among the central， upstream and downstreams water temperature， pH have a significant linear positive correlation； partial regression equation analysis shows that in 2012 and 2013， the water quality index of the overall change leveled off； principal component analysis shows that the main effect component of water quality are upstream and downstreams ammonia nitrogen， COD and total nitrogen in Changbai swing 2012. Based on single objective evaluation standard， the water quality of Changbai swing， the overall water quality belongs to show V class standard 2012， the overall water quality more than V class standard （bad V kind）2013， shows that Changbai swing water quality change trend of inferior quality. The results for the analysis and evaluation of Changbai swing， provides situation of water quality and pollution degree supporting data， theoretical guidance for further water quality management.

Key wordsJinxi Changbai swing； Water quality monitoring； Analysis； Evaluation

昆山市錦溪鎮(zhèn)東鄰上海市，西接蘇州市，位于昆山市的西南，為江蘇省的南大門。該地區(qū)以其如詩如畫的水鄉(xiāng)風貌，動人的傳說吸引著無數(shù)游客流連忘返[1]。錦溪有著豐富的自然人文資源，五湖三蕩包圍全鎮(zhèn)，水域面積占全鎮(zhèn)面積的54%。長白蕩位于古鎮(zhèn)錦溪鎮(zhèn)的西南面約1 km處，呈南北向長方形狀，南北中間長度約4 km，東西中間長度約1.3 km，平均水深約2.2 m。西北角與明鏡蕩相通，西南角與古鎮(zhèn)周莊鎮(zhèn)高勇村內(nèi)河相連，東南角與汪洋湖相通，總面積約400 hm2（不包含上海區(qū)域66.7 hm2），屬昆山市湖泊生態(tài)修復工程之一。通過水質(zhì)監(jiān)測可以對其水環(huán)境中的污染物及污染因素進行監(jiān)測，評價污染物產(chǎn)生的原因及污染途徑，為水質(zhì)保護提供技術(shù)支持[2]，對水資源的開發(fā)利用、規(guī)劃和管理提供科學依據(jù)[3]。對湖泊水質(zhì)進行分析可以對其水質(zhì)質(zhì)量做出科學評估，對其水資源質(zhì)量的鑒定能夠及時發(fā)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)水資源存在的問題并指導區(qū)域內(nèi)水資源保護的決策制定，對水資源的保護起到重要的預警作用[4]。因此，筆者分別于2012年5～11月、2013年4～8月對長白蕩的水質(zhì)指標進行監(jiān)測研究，以揭示錦溪長白蕩水體的生態(tài)特點，評價2012年初開始的蕩內(nèi)水產(chǎn)養(yǎng)殖對水質(zhì)的影響情況，期望為長白蕩湖道改造和水質(zhì)管理提供參考。

1材料與方法

1.1水質(zhì)監(jiān)測點的選擇

選擇江蘇省蘇州昆山市錦溪長白蕩（120°52′ E，31°09′ N）上游、中央和下游3個不同的位置作為監(jiān)測點。其中，上游為錦溪古鎮(zhèn)河道入湖的蜻蜓港外側(cè)200 m水面處；中央為長白蕩公路大橋南側(cè)的中心位置；下游為錦溪鎮(zhèn)顧家浜村與周莊鎮(zhèn)祥塢村交界處的300 m外的水面位置。）

1.2采樣方法

按監(jiān)測點每月定點采集水深0.5 m的水樣，每個點采1 000 ml。

1.3水質(zhì)監(jiān)測方法

1.3.1pH。用pH計（梅特勒-托利多，F(xiàn)E20K）按GB/T6920-1986方法檢測。

1.3.2化學需氧量（COD）。取3 ml水樣加入反應管中，經(jīng)148 ℃、2 h消解，冷卻至室溫后，用COD檢測試劑盒（ME 1.14540.0001）按產(chǎn)品說明書在德國默克（MERCK）多參數(shù)水質(zhì)分析儀（Pharo 100）進行。

1.3.3亞硝酸鹽。取10 ml水樣置于試管或反應管中，用亞硝酸鹽檢測試劑盒（ME1.14776.0002）按產(chǎn)品說明書進行。

1.3.4氨氮。取5 ml水樣（20～30 ℃）加至反應管中，用氨氮檢測試劑盒（ME1.14739.0001）按產(chǎn)品說明書進行。

1.3.5總氮。取10 ml水樣加入空消解管中，用總氮檢測試劑盒（ME1.00613.0001）按產(chǎn)品說明書進行。

1.3.6總磷。取5 ml水樣加至反應管中，用總磷檢測試劑盒（ME1.14543.0001）按產(chǎn)品說明書進行。

1.4水質(zhì)評價

水質(zhì)評價按照中華人民共和國環(huán)境保護部發(fā)布的《地表水環(huán)境質(zhì)量標準》（GB3838-2002）進行[5]；采用《地表水環(huán)境質(zhì)量標準》（GHZB1-1999）的單因子指數(shù)評價法[6]確定單項指標的水質(zhì)類別；在單項評價的基礎(chǔ)上，選取單項指標最差水質(zhì)類別作為綜合評價水體水質(zhì)類別。

1.5統(tǒng)計分析

通過SPSS軟件對各指標在不同月份的變化趨勢和各指標之間的相關(guān)性進行分析。

2結(jié)果與分析

2.1水質(zhì)檢測

江蘇省的天然湖泊一般以5～9月為豐水期，10月至次年4月為枯水期，每年隨氣候變化有一定的變化。《中國氣候公報》顯示，2012年屬于豐水年，2013年降雨量較常年偏多4%，比2012年略偏少。為了追蹤長白蕩的水質(zhì)變化規(guī)律，于2012年5～11月、2013年4～8月，筆者對長白蕩上游、中央以及下游的水溫、pH、亞硝酸鹽、總氮、氨氮、總磷、COD 7項水質(zhì)指標進行了逐月監(jiān)測，結(jié)果如表1、2所示。檢測所有時期，水的pH在7.0～8.5之間，偏堿性；亞硝酸鹽指標因季節(jié)而有變化，總體在I～III類標準之間，2012年8月長白蕩下游的亞硝酸鹽指標較高，達到了IV類標準，COD指標總體達I類水質(zhì)標準，但2013年6月下游的COD達到了V類標準，而中央?yún)^(qū)域的COD值已經(jīng)超過V類標準，污染較為嚴重（當時該采樣點附近挖泥取土造綠化帶以及機動船頻繁進出）；氨氮指標總體在I～II類標準之間；不同區(qū)域總氮指標變化較大，2012年5月總氮水平超過4.5 mg/L，超過V類標準；水體中總磷水平較高，基本上超過湖泊IV標準。

表12012年5～11月錦溪長白蕩上游、中央以及下游的水質(zhì)監(jiān)測結(jié)果

2.2水質(zhì)總體評價

對長白蕩豐水期各個指標進行單項指標達標率評價。長白蕩不同的指標標準值達標率區(qū)別較大，選取單項指標的最差水質(zhì)類別作為評價水體的水質(zhì)類別，其中，2012年（5～11月）總氮和總磷均達到V類標準，2013年（4～8月）為總磷達到V類標準，COD超過V類標準為劣V類?？梢婇L白蕩水質(zhì)主要超標項是總氮和總磷，主要適用于農(nóng)業(yè)用水區(qū)以及一般景觀要求水域。

2.3水質(zhì)指標間的關(guān)聯(lián)性分析

對水質(zhì)各指標進行多個變量間的關(guān)聯(lián)性分析，結(jié)果如表3、4所示。2012年長白蕩上游、中央、下游總磷之間及與其他指標均無相關(guān)性，上游、中央、下游溫度之間呈極顯著相關(guān)，但與其他數(shù)據(jù)無相關(guān)性。

選取表3中一組相關(guān)性數(shù)據(jù)進行多元線性回歸分析以研究該依變量（上游pH）和多個自變量（下游COD、上游氨氮、下游pH、中央pH）之間的線性依存關(guān)系。結(jié)果表明，兩個變量間相關(guān)系數(shù)（R）為0.995，決定系數(shù)（R2）為0.991，校正之后的決定系數(shù)（調(diào)整R2）為0.972；標準估計的誤差為0.078 54，說明自變量和因變量之間關(guān)系密切，抽樣誤差較小。

對偏回歸系數(shù)進行的方差分析（F檢驗），結(jié)果顯示，F(xiàn)值為52.589，P值（0.019）<0.05，說明因變量（上游pH）和自變量（上游氨氮、中央pH、下游pH、下游COD）的綜合線性影響顯著。各變量偏回歸系數(shù)分析及其抽樣誤差作假設(shè)檢驗（t檢驗）結(jié)果表明，上游氨氮、中央pH、下游pH 、下游COD的回歸系數(shù)（B）分別為-1.492（b1）、 1.980（b2）、-1.039（b3）和0.011（b4），截距（常量）為0.704，因此建立的因變量與自變量的多元回歸方程為y=0.704-1.492x1+1.980x2-1.039x3+0.011x4（y為上游pH，x1為上游氨氮，x2為中央pH，x3為下游pH，x4為下游COD）。假設(shè)檢驗分析顯示，偏回歸系數(shù)b1、b3、b4的P值均>0.05，說明建立的多元線性回歸方程不是最優(yōu)方程，因此進一步進行逐步回歸分析。

如表5所示，在模型1中變量中央pH引入回歸方程后，其偏回歸系數(shù)的F值為20.930，P值（0.006）<0.01。在模型2中，變量

中央pH和上游氨氮含量被引入方程后，其偏回

表32012年5～11月長白蕩上游、中央以及下游的7項水質(zhì)指標的相關(guān)性分析

43卷7期

張 皓等昆山市錦溪長白蕩2012～2013年水質(zhì)分析與評價

表42013年4～8月長白蕩上游、中央以及下游的7項水質(zhì)指標的相關(guān)性分析

注：“*”為P<0.05，差異顯著，即兩者存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系；“**”為P<0.01，差異極顯著，即兩者存在極顯著的線性相關(guān)關(guān)系。N表示自由度；Pearson相關(guān)系數(shù)的絕對值越大，相關(guān)性越強，絕對值越小，相關(guān)性越弱；相關(guān)系數(shù)的正負分別表示兩指標線性正相關(guān)和線性負相關(guān)。

歸系數(shù)的F為28.585，P值（0.004）<0.01，可見變量中央pH和上游氨氮含量的引入對回歸方程的影響均極顯著，而下游COD的偏回歸系數(shù)無統(tǒng)計學意義，即對回歸方程的影響不大，故不引入回歸方程。

當各步引入對回歸方程影響最大的變量時，分析有關(guān)偏回歸系數(shù)，并進行t檢驗（表6）。結(jié)果顯示，第一次引入變量中央pH時，所得的第一回歸方程為y=0.291+0.942x（y為上游pH，x為中央pH），當增加引入變量上游氨氮值時，第二回歸方程為y=2.621+0.679x1-1.699x2（y為上游pH，x1為中央pH，x2為上游氨氮值）；當再增加引入變量下游pH時，所得的第三回歸方程是y=1.064+1.869x1-1.397x2-0.991x3（y為上游pH，x1為中央pH，x2為上游氨氮值，x3為下游pH）。3個自變量所對應的P值均<0.05，具有高顯著性。

表5上游pH（因變量）的逐步回歸分析結(jié)果

各變量未引入（已排除的變量）回歸方程時的偏回歸系數(shù)的變化及其假設(shè)檢驗結(jié)果如表7所示，在3個模型中，下游COD的P值均>0.05，無顯著統(tǒng)計學意義，故為不重要變量。在模型1中，下游pH的P值>0.05，同樣也沒有顯著統(tǒng)計學意義。因此剔除下游COD和下游pH這兩個無統(tǒng)計學意義的自變量，采用表6中的第二個模型的數(shù)據(jù)構(gòu)建回歸方程，即逐步回歸方程中的第二回歸方程（y=2.621+0.679x1-1.699x2，y為上游pH，x1為中央pH，x2為上游氨氮值）[7]。

表7已排除的變量的偏回歸系數(shù)及其假設(shè)檢驗結(jié)果

模型Beta IntSig.偏相關(guān)共線性統(tǒng)計量容量

1上游氨氮-0.437-2.7920.049-0.8130.669

下游pH-1.481-2.0890.105-0.7220.046

下游COD0.2080.6620.5440.3140.440

2下游pH-1.117-3.1680.036-0.9020.043

下游COD-0.005-0.0230.983-0.0130.372

3下游COD-0.088-0.7680.523-0.4770.355

注：模型1中的預測變量：（常量），中央pH；

模型2中的預測變量：（常量），中央pH，上游氨氮；

模型3中的預測變量：（常量），中央pH，上游氨氮，下游pH。

因變量為上游pH。

多元線性回歸方程的構(gòu)建可以應用于對長白蕩水質(zhì)的預測和控制。當某一指標（因變量）超標時，可以通過調(diào)控與它相關(guān)的指標（自變量）的量從而達到減小水質(zhì)污染的目的。通過回歸方程也可以對不同位置的各種水質(zhì)指標的含量變化進行預測，提前進行診斷和處理，避免有可能發(fā)生的水質(zhì)污染。

2.4各水質(zhì)指標與季節(jié)的關(guān)系

長白蕩各水質(zhì)指標因季節(jié)差異而呈不同的變化。2012年水體pH 6月最高，10月次之，pH下游>中央>上游；8月水體pH最低，其中中央>下游>上游；除11月外，其他各月基本上下游pH最高，上游pH最低（圖1a）。2013年三位置pH最大值均在4月，下游pH>中央>上游；4～5月pH降低幅度最大，5月的pH最低，pH下游>中央>上游；5月后，水體pH逐漸上升，7月pH達到第2個峰值，8月pH有所下降（圖1b）。

注：a.2012年；b.2013年。

圖1水體pH的季節(jié)性變化

2012年5～11月中，6月中央COD值最高（20 mg/L），7月上游COD最低（5 mg/L），上游、中央的COD值升降幅度相對較大。5月上游的總氮水平最高（5.2 mg/L），略大于下游、中央的總氮含量，其他各月三位置的總氮含量低于2.5 mg/L，水平都相當。2013年4～8月中，6月中央的COD值最高（48 mg/L），7月下游和6月上游的COD值最低（6 mg/L）。8月三位置COD值相當，均<10 mg/L。各月的總氮量均低于2.1 mg/L，各月的數(shù)值相當，變化趨勢平穩(wěn)（圖2）。

2012年5～11月，長白蕩上游中央亞硝酸鹽含量均低于0.15 mg/L，最高值出現(xiàn)在8月的下游區(qū)（0.2 mg/L），上游和中央?yún)^(qū)的硝酸鹽的含量變化較小，在0.052～0.145 mg/L之間。三位置氨氮含量均在8月達到峰值，其中下游區(qū)的氨氮水平最高（0.747 mg/L），下游區(qū)氨氮水平變化最大，上游與中央?yún)^(qū)的變化程度相當，且相對下游較小。3個檢測點的總磷含量變化幅度都較小且比較一致，居于0.11～0.22 mg/L之間（圖3a）。2013年長白蕩三位置亞硝酸鹽的變化較小，最高值出現(xiàn)在6月的上游檢測點（0.114 mg/L），其他各月的亞硝酸鹽水平基本穩(wěn)定在0.1 mg/L內(nèi)。氨氮水平在6和8月達到最大值，4和7月的水平最低，且最高兩月和最低兩月相差不大。三檢測點的總磷變化趨勢相似，4～8月呈緩慢上升趨勢[8]，在8月達到最大值0.3 mg/L（圖3b）。

注：a.2012年；b.2013年。

圖2水體總氮、COD值的季節(jié)性變化

注：a.2012年；b.2013年。SYAD表示長白蕩上游的氨氮含量；ZYAD表示中央的氨氮含量；XYAD表示下游的氨氮含量；SY-YXSY表示長白蕩上游的亞硝酸鹽含量值；ZY-YXSY表示中央的亞硝酸鹽含量值；XY-YXSY表示下游的亞硝酸鹽含量值；SYZL表示長白蕩上游的總磷含量值；ZYZL表示中央的總磷含量值；XYZL表示下游的總磷含量值。

圖3水體亞硝酸鹽、氨氮、總磷值的季節(jié)性變化

2.5水質(zhì)指標的聚類分析

用系統(tǒng)聚類法中的指標聚類對水質(zhì)指標進行聚類分析，結(jié)果顯示，以類內(nèi)最小的相關(guān)系數(shù)顯著為分類標準，2012年上游、中央、下游3個調(diào)查點的水溫、水體pH各聚為一類，上游、中央調(diào)查點的COD值為一類，下游COD為一類，上游、中央、下游的總氮水平以及上游、中央的亞硝酸鹽為一類，中央、下游的氨氮水平以及下游的亞硝酸鹽水平均為一類，上游區(qū)氨氮水平、上游區(qū)的總磷水平、下游區(qū)總磷水平、中央?yún)^(qū)的總磷水平各為一類（圖4a）。2013年的水質(zhì)指標的聚類分析結(jié)果顯示，上游、中央、下游的水溫取為一類，中央、下游、上游區(qū)的總磷水平以及中央、下游、上游區(qū)氨氮水平為一類，上游、中央、下游的pH以及中央、下游區(qū)總氮水平為一類，中央、下游的COD值均為一類，上游區(qū)亞硝酸鹽水平和上游的COD水平聚為一類，中央?yún)^(qū)的亞硝酸鹽水平、下游區(qū)的亞硝酸鹽水平、上游區(qū)總氮水平各為一類[9]（圖4b）?？傮w而言，2012年水溫、pH、總氮水平在上游、中央、下游3個調(diào)查點的變化差異較小，2013年水溫、pH、總磷水平以及氨氮水平3個調(diào)查點的變化差異也較小。

2.6主要成分分析

主要成分分析是研究如何用少數(shù)幾個綜合指標或因素來表達眾多指標或因素，綜合后的新指標成為原來指標的主成分，彼此相互獨立，又能綜合反映原來多個指標（多因素）的大部分信息。因此，為了研究影響長白蕩水質(zhì)的主要因素，對2012年的水質(zhì)指標用多元統(tǒng)計的方法進行主要成分分析，并將多維因子納入同一系統(tǒng)中進行定量化研究。首先計算各輸出變量的均數(shù)（均值）、標準差，然后按照所選標準提取相應數(shù)量主成分后，計算各變量中的信息分別被提取出的比例。所有變量的提取量都達到90%以上，說明所有變量的信息都被充分提取，可以對這些變量進行主要成分分析。

根據(jù)特征根及其占相應的特征根總值的百分比和累計百分比，可以發(fā)現(xiàn)第1～5主成分累計貢獻率達到了97.452%（表8），說明這些成分已可以綜合反映原來7個指標的大部分信息，可以不需要再增加主成分。

根據(jù)主成分分析法中特征根≥1的原則，提取了5個主成分，從每一個主成分里面選取載荷較大的指標，即表9中數(shù)值的絕對值較大的指標作為對應的主成分。結(jié)果顯示，第一主成分包括上游的

注：枝長代表各指標變量之間的差異的大小，越長，相似度越小。a.2012年；b.2013年。

圖4水質(zhì)指標的聚類樹形圖

表8解釋的總方差

成分初始特征值合計方差的貢獻率∥%累積貢獻率∥%

提取平方和載入合計方差的貢獻率∥%累積貢獻率∥%

pH、上游的氨氮水平、下游COD水平，第二主成分包括上游、中央、下游的總氮水平。說明主要成分分析是一種有效的水質(zhì)評價方法，同時在水質(zhì)綜合評價時，可以根據(jù)主要成分分析法得出的結(jié)論，重點考慮排名靠前的指標，刪除那些次要的指標，確定造成污染的主要成分（第一主成分最嚴重，第二主成分次之）。這樣不僅避免了人為選擇指標的隨意性，更節(jié)省了監(jiān)測所需的人力物力，使評價方法更加科學和正確[10]。

3結(jié)論與討論

對長白蕩不同區(qū)域、不同時期的水質(zhì)分析結(jié)果顯示，除了2012年8月下游區(qū)亞硝酸鹽水平和2013年6月中央?yún)^(qū)和下游區(qū)的COD水平超出平均值較多外，2012～2013年間長白蕩的水質(zhì)的各個指標總體上趨于穩(wěn)定。

根據(jù)單項指標達標率評價標準，選取單項指標的最差水質(zhì)類別作為評價水體的水質(zhì)類別，其中COD和氨氮的達標率應達到100%，其他指標的達標率應達到80%。結(jié)果表明，2012年長白蕩的水質(zhì)中總氮和總磷指標達到V類標準，亞硝酸鹽和氨氮指標達到II類標準，COD指標達到III類標準，即長白蕩總體水質(zhì)屬于V類標準；而2013年總磷指標達到V類標準，氨氮和亞硝酸鹽指標達到II類標準，總氮指標達到IV類標準，COD指標超過V類標準，總體水質(zhì)超過V類標準。說明雖然近兩年水質(zhì)指標比較穩(wěn)定，但是與2012年相比，2013年的各水質(zhì)指標變劣，相對污染有加重的趨勢。關(guān)聯(lián)性分析可以發(fā)現(xiàn)，水質(zhì)各指標之間存在相關(guān)性，相關(guān)性顯著程度存在一定差異，與2012年相比，2013年相關(guān)性達到極顯著水平的相關(guān)水質(zhì)項目沒發(fā)生變化（如3個不同調(diào)查點的溫度和pH），但顯著性較小的水質(zhì)項目發(fā)生了一定的變化（如總磷和亞硝酸鹽水平等）。水質(zhì)聚類樹形圖分析顯示，與2012年相比，2013年樹形結(jié)構(gòu)有一定的變化，但是總體變化不大，說明長白蕩這兩年水質(zhì)指標之間的關(guān)聯(lián)性并沒有被嚴重破壞，水質(zhì)比較穩(wěn)定，沒有新發(fā)生明顯的污染。雖然2012～2013年不同月份之間各水質(zhì)指標變化趨勢和大小并不一致，但是整體變化都比較穩(wěn)定，各個指標幾乎都低于V類標準的最大值?？傮w來說，蕩內(nèi)進行的水產(chǎn)養(yǎng)殖對水質(zhì)影響不大。

參考文獻

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