马尔马拉海养殖与野生地中海贻贝（Mytilus galloprovincialis）中有害元素的概率性膳食暴露及累积风险评估

《Marine Pollution Bulletin》：Probabilistic dietary exposure and cumulative risk of toxic elements in cultivated and wild Mediterranean mussels ( Mytilus galloprovincialis) from the Sea of Marmara

　　

**摘要要点**

- 马尔马拉海养殖和野生贻贝均未超过法定限量。
- 概率模型显示，高摄入量消费者的暴露量接近安全阈值。
- 无机砷和镉在膳食非致癌性累积风险中占主导地位。
- 摄入率解释了暴露量方差的62%，超过组织浓度本身。

**1. 引言**

水产食品有望在未来食物体系中发挥日益重要的作用，以满足营养需求，同时避免许多陆地动物产品所带来的环境成本。水产养殖业已为人类消费提供了比捕捞渔业更多的水产品，而非投饵双壳类是资源效率最高的动物源食品形式之一（Naylor等，2021；FAO，2024）。贻贝养殖既不需要配合饲料也不需要淡水，其温室气体排放足迹也相对较低（Jones等，2022）。然而，这些优势本身并不能保证产品安全。由于养殖贻贝直接从周围水体中获取食物，其化学组成与当地环境条件密切相关。

地中海贻贝（*Mytilus galloprovincialis*）通过滤食大量水体，在其软体组织中积累溶解态和颗粒态元素。这一特征使其长期被用作沿海污染的生物指示物种，同时也将环境质量和人类膳食暴露直接联系起来（Stankovi?和Jovi?，2012；Fattorini，2025）。铅（Pb）、镉（Cd）、汞（Hg）和砷（As）尤其值得关注，因为它们可能持久存在于沿海环境中，并通过多种途径进入可食组织。它们的积累并不仅取决于环境浓度——盐度、温度、食物可利用性、生殖状态、悬浮颗粒物以及元素形态都可以改变其吸收和保留过程，即使在同一个海洋盆地内也会产生显著的空间和季节差异。因此，在少数地点收集的合规数据可能只能提供消费者暴露情况的部分信息。

本研究关注的四种有毒元素——Pb、Cd、Hg和As——由于其持久性、不可生物降解性、长生物半衰期以及在 aquatic food webs 中的生物积累和生物放大能力，是全球公认的公共卫生优先关注化学物质（Khalijian等，2022；Hosseini和Sobhanardakani，2024）。每种元素都具有经过充分记录的独特毒理学特征。Pb和Cd是强效神经毒素，即使在极低暴露水平下也能引起阿尔茨海默病、癌症、功能障碍以及对脾脏和肝脏的损伤（Hosseini和Sobhanardakani，2024）。Cd优先在肾脏和肝脏中积累，破坏关键的酶促过程，包括脂胺脱氢酶和醇脱氢酶活性的降低。As是公认的人类致癌物，通过长期膳食暴露与厌食、甲状腺肿大、肝肾损伤、血细胞生成减少以及特征性皮肤病变相关（Khalijian等，2022）。Hg是一种高毒性、不可降解的金属；海产品消费是人类膳食暴露的主要途径，其有机形态——甲基汞——是一种强效神经毒素，能穿越血脑屏障和胎盘屏障，对发育中的神经系统构成特殊风险（Sobhanardakani，2017）。双壳类软体动物同时从周围水体和悬浮颗粒物中生物积累这四种元素。这种混合物的膳食共同暴露可能产生叠加或协同毒效应，而分别评估单一元素合规性的监管框架可能无法完全捕捉。

马尔马拉海是考察这一关系的特别具有挑战性的区域。它是一个半封闭、人口稠密的海洋系统，通过博斯普鲁斯海峡和达达尼尔海峡连接黑海和爱琴海。其双层环流模式、有限的水体更新以及长期的城市、工业和航运压力有利于污染物的滞留和再分配。长期生态系统评估已发现马尔马拉生态系统在结构和功能方面发生了重大变化，这与富营养化、捕捞压力、污染和氧气条件恶化相关（Demirel等，2023；Ako?lu等，2024）。因此，贻贝养殖正在经济上重要但环境异质性显著的水域中发展。这提出了一个实际的食品安全问题：在管理型养殖区进行的养殖是否比从无管理的野生栖息地捕捞能提供更一致的污染物特征，还是当地地理因素仍然是主要影响因素？

先前的调查已确认马尔马拉海贻贝中存在痕量元素和有毒元素。Mol和ü?ok Alakavuk（2011）考察了来自十个捕捞区的贻贝，报告了依赖地点的Pb污染；而Yildirim等（2022）证明了从该盆地收集的贝类中存在季节差异。近期研究考察了来自土耳其和保加利亚的养殖贻贝（Do?ruyol等，2024a），比较了马尔马拉海野生和养殖贻贝中的生物毒素与有毒元素风险（Do?ruyol等，2024b），并评估了马尔马拉南海岸五个站位的金属积累（Hac?saliho?lu，2025）。这些研究共同确认了*M. galloprovincialis*在环境监测和食品安全评估中的价值。对邻近黑海双壳类软体动物（包括*M. galloprovincialis*）中痕量元素积累的先前调查也记录了类似的空间和季节变异模式（Peycheva等，2021；Peycheva等，2023）。然而，现有证据仍然分散在有限的采样区域、单个养殖站点或确定性暴露计算中。尚未在马尔马拉海主要贻贝养殖区建立联系养殖产地、季节和消费者层面不确定性的盆地尺度比较。

依赖人均汇总摄入量和确定性指数的传统食品安全评估可能会掩盖高频率消费者和敏感人群面临的膳食风险（Ahmed等，2020；Zhou等，2024）。概率方法通过估计暴露分布并识别支配尾部风险的关键变量来克服这一局限性（Varrà等，2026）。本研究的主要目标是通过评估不同消费者画像和人群中的累积多元素混合风险，为马尔马拉海的*M. galloprovincialis*建立盆地尺度的膳食风险评估。我们探讨了次盆地分区和季节作为群体层面因素是否与元素积累模式相关，养殖产地是否在盆地尺度上构成独立的危险因素，以及消费者的饮食习惯是否会主导总体暴露风险的变异。

据我们所知，这是首个同时整合多站位、盆地尺度的养殖和野生*M. galloprovincialis*现场监测与概率蒙特卡洛风险模型、累积多元素危害指数和十年场景分析的示例性研究。该盆地的先前研究依赖于在有限采样区域或单个养殖站点进行的确定性、单一元素评估，未考虑消费者层面暴露的变异或元素混合物的叠加毒理学负担。因此，本研究通过为马尔马拉海主要贻贝产区提供首个基于概率的、混合物的膳食风险表征，弥补了重要的方法论和地理空白。

通过将现场监测与概率模型相结合，本工作旨在阐明在人为胁迫的海洋生态系统中环境质量、监管合规性与实际消费者安全之间的关系。

**2. 材料与方法**

**2.1 研究区域与样品采集**

在春季（2025年4–5月）和秋季（2025年10–11月）采样活动期间，采样后从马尔马拉海全盆地16个指定站位采集*M. galloprovincialis*样品，包括野生栖息地（W1、W2）和商业养殖场（A1–F3），涵盖博斯普鲁斯海峡和达达尼尔海峡（坐标详见表1，空间分布见图1）。所有采集的标本立即置于冰上，并在不间断的冷链条件下转运至实验室。为去除表面碎屑，用超纯水（18.25 MΩ·cm）对标本进行彻底冲洗。在整个处理和制备过程中，仅使用非金属（塑料或聚四氟乙烯涂层）器具以消除潜在的痕量金属污染。使用数字游标卡尺精确至0.01 mm测量形态学参数：壳长（X轴，背腹向）、壳高（Y轴，前后向）和壳深（Z轴，侧向），并使用分析天平（Shimadzu ATX224，日本）精确至0.01 g记录总湿重和空壳重。在所有站位和季节中，壳长范围为49.45–69.30 mm（均值±标准差：56.35±4.93 mm），总湿重为6.48–23.69 g（均值±标准差：11.72±4.00 g），确认所有采样个体均达到商业可上市规格（图2）。按照国际海洋生物监测指南关于双壳类污染物监测的要求（OSPAR，2012；European Commission，2014），每个站位汇集约100只可上市规格的统一个体，以获得综合的站位层面基线数据并最大限度减少个体生物学变异。每个季节活动产生16个复合样品，全盆地共计*N* = 32个复合观测单元。开壳后，分离的软体组织使用刀式磨碎机（Retsch GM200，德国）完全均质化。所得均质物保存在无金属塑料容器中，于-20°C下存放至微波消解和分析测定。

**表1. 马尔马拉海采集的地中海贻贝（*M. galloprovincialis*）采样站位、地理坐标、栖息地类型和次盆地分类。**

| 区域/分区 | 站位代号 | 类型 | 纬度（°N） | 经度（°E） |
|---|---|---|---|---|
| 海峡/野生站位 | W1 | 野生 | 41.23481 | 29.12224 |
| | W2 | 野生 | 40.25383 | 26.55011 |
| 马尔马拉东北部 | A1 | 养殖 | 40.64855 | 29.02658 |
| | B1 | 养殖 | 40.47265 | 28.89637 |
| | B2 | 养殖 | 40.46811 | 29.01237 |
| 马尔马拉东南部、中部及岛屿 | C1 | 养殖 | 40.36471 | 29.01383 |
| | C2 | 养殖 | 40.39641 | 28.81278 |
| | D1 | 养殖 | 40.40479 | 28.31266 |
| | D2 | 养殖 | 40.45484 | 28.06820 |
| | E1 | 养殖 | 40.42305 | 27.75694 |
| | E2 | 养殖 | 40.50949 | 27.57420 |
| | E3 | 养殖 | 40.35793 | 27.84460 |
| | E4 | 养殖 | 40.34303 | 27.81488 |
| 马尔马拉西南部及达达尼尔海峡入口 | F1 | 养殖 | 40.40623 | 26.81644 |
| | F2 | 养殖 | 40.22565 | 26.51950 |
| | F3 | 养殖 | 40.28605 | 26.51329 |

**图1. 研究区域地理位置及马尔马拉海地中海贻贝（*M. galloprovincialis*）采样站位分布。**

**图2. *M. galloprovincialis*标本的形态学测量：壳长（X轴）、壳高（Y轴）和壳深（Z轴）。**

**2.2 有毒金属分析与质量保证/质量控制（QA/QC）**

使用电感耦合等离子体质谱仪（ICP-MS，NexION 1000，PerkinElmer Inc.，Waltham，MA，美国）测定*M. galloprovincialis*软体组织中有毒金属浓度（As、Cd、Hg和Pb）。所有化学品和试剂均为痕量分析或分析纯级别。酸消解基质和稀释液使用超纯水（18.25 MΩ·cm，Molecular H?O，中国成都）和高纯度65% HNO?（Merck KGaA，德国达姆施塔特）配制。工作酸溶液（2% HNO?，v/v）通过将浓65% HNO?用超纯水稀释配制而成。使用高纯度多元素校准标准品（Pb、Cd、Hg和As均为10 mg/L；CPAchem，保加利亚斯塔拉扎戈拉）。二级储备液（100 μg/L）通过将1 mL 10 mg/L一级标准品用2% HNO?定容至100 mL容量瓶中配制。通过在2% HNO?中逐级稀释二级储备液建立五点多元素校准曲线（0.1、0.3、1.0、3.0和10.0 μg/L）。

所有实验室玻璃器皿和塑料器皿在10% HNO?中酸洗至少24小时，使用前用超纯水彻底冲洗三次。为防止背景污染或金属溶出，所有处理步骤中仅使用非金属（塑料或聚四氟乙烯涂层）器具。生物组织使用高纯度65% HNO?和30% H?O?（Merck KGaA，德国达姆施塔特）在密闭微波消解系统中（Sineo Tank eco，中国上海）进行消解。均质化贻贝组织（0.3–0.5 g）消解后用超纯水定容至最终体积15 mL。

消解后的组织样品在ICP-MS分析前用2% HNO?按1:10（v/v）稀释。仪器性能每日优化以最大化灵敏度并最小化氧化物/双电荷离子干扰（CeO?/Ce? < 2.5%）。消解组织样品和校准标准品各测量五个分析平行样（*n* = 5）以保证仪器精密度（RSD < 5%）。

所有分析批次均实施严格的质量保证与质量控制（QA/QC）方案。随每个消解批次同时处理程序空白，以监控来自试剂、容器或实验室环境的可能背景污染。多元素校准标准溶液配制于目标浓度10.0 μg/L（Pb储备液100 mg/L；Cd、Hg和As储备液1 mg/L），以验证分析漂移和仪器性能。

As、Cd和Pb的仪器检出限（LOD）为0.01 μg/L，Hg为0.03 μg/L。考虑到样品制备方案（0.3–0.5 g组织消解至15 mL，再1:10稀释），以湿重（ww）为基准表示的方法检出限为：As、Cd和Pb为0.005 mg/kg ww，Hg为0.015 mg/kg ww。

使用认证参考物质ERM-CE278k（贻贝组织，LGC Standards，英国Teddington；干重基准认证值：As = 6.70 ± 0.40 mg/kg，Cd = 0.336 ± 0.025 mg/kg，Hg = 0.071 ± 0.007 mg/kg，Pb = 2.18 ± 0.18 mg/kg）验证消解和分析程序的准确度和精密度。认证参考物质在与贻贝样品完全相同的条件下制备和分析。四个分析平行样中各元素的回收率分别为：As：93.6%（RSD = 0.96%）；Cd：94.6%（RSD = 2.45%）；Hg：95.8%（RSD = 2.68%）；Pb：95.3%（RSD = 1.33%）。所有回收率均在可接受的80–120%准确度范围内，确认了分析方法的可靠性和可重复性。ERM-CE278k中Hg的成功定量（认证值：0.071 mg/kg；测量均值：0.068 mg/kg；回收率：95.8%），其浓度远高于方法检出限（0.015 mg/kg），确认了ICP-MS方法和HNO?/H?O?消解方案完全具备检测和回收Hg的能力。

因此，所有32个贻贝复合样本中均未检出汞（Hg），这一结果反映的是马尔马拉海贻贝种群中环境汞浓度确实很低，而非分析过程中的损失或记忆效应。

在进行统计计算、确定性筛查和概率建模时，低于检出限（LOD）的分析结果（左删失数据，具体为Hg < 0.015 mg/kg湿重）采用LOD/2替代法处理，这是一种在膳食暴露评估中广泛应用的左删失数据处理惯例。低于检出限的数值以LOD/2替代（汞为0.0075 mg/kg湿重；砷、镉和铅为0.0025 mg/kg湿重）用于暴露计算。

**2.3 健康风险评估框架**

本研究纳入了土耳其渔业统计数据（土耳其统计研究所与农业林业部，TURKSTAT与MAF，2026a；TURKSTAT与MAF，2026b）以及欧洲渔业和水产养殖市场观察站（EUMOFA，2025）的报告，以考虑国家和区域消费趋势。2025年土耳其M. galloprovincialis的人均表观消费量估计为0.122 kg活重当量，该数值由国内总供应量（结合水产养殖产量和野生捕捞量）除以居民人口得出（TURKSTAT与MAF，2026a；TURKSTAT与MAF，2026b；TURKSTAT，2026）。相比之下，2023年欧盟人均贻贝消费量达到1.140 kg活重当量（EUMOFA，2025）。需要注意的是，土耳其数据特指M. galloprovincialis，而欧盟数据反映的是综合的"贻贝"产品类别，其中包括M. edulis以及其他进口物种如M. chilensis和Perna canaliculus。

基于美国环境保护署（USEPA）功能指南，评估了食用M. galloprovincialis的相关非致癌和致癌健康风险。通过计算每日估计摄入量（EDI，mg/kg/天）和目标危害商（THQ）来评估各元素的非致癌风险（US EPA，2023a）：

EDI = (C × FIR) / (BW × 1000)

THQ = EDI / RfD

累计危害指数（HI）表示多元素混合物同时暴露所产生的叠加性非致癌风险，其值为各元素危害商的总和（US EPA，2023a；Varrà等人，2026）：

HI = Σ(i=1到n) THQ? = THQ(Pb) + THQ(Cd) + THQ(Hg) + THQ(i-As)

其中C为贻贝软组织中的有毒元素浓度（mg/kg湿重，ww），FIR为食品摄入速率（g/天），因子1000用于将摄入食品的克数转换为千克。BW为消费者体重，标准成人参考体重设定为70 kg。为提供人口统计学差异的背景，考虑了50 kg、70 kg和90 kg的体重区间作为参考点（?zden等人，2025；）。蒙特卡洛模拟在标准成人参考体重70 kg下进行。非致癌性筛查所采用的口服参考剂量（RfD）分别为：铅0.0035、镉0.0010、汞0.0003和无机砷0.0003 mg/kg/天（US EPA，2023b）。由于监管机构将铅视为无阈值毒性物质且未正式确立IRIS RfD值，因此从美国环保署区域筛查水平（RSL）和海洋食品安全文献中推导出一个操作性筛查基准值0.0035 mg/kg/天，以便进行危害商指数比较（US EPA，2023b）。

由于缺乏常规色谱法砷形态分析，基线确定性筛查采用了一个保守的默认比例，即无机砷占总砷的10%（i-As = tAs × 0.10）（EFSA，2009；US EPA，2023b）。由于原生海洋双壳贝类通常将超过90–95%的积累砷分配为非毒性有机络合物（主要是砷甜菜碱），而无机砷通常仅占总砷的1–5%以下（EFSA，2009；Varrà等人，2026），这一10%的假设并非经验测量值，而是一个经过深思熟虑的健康保护性上限筛查基准（US EPA，2023b）。此外，为在概率蒙特卡洛模型中明确考虑形态分析的不确定性，无机砷比例被参数化为一个跨越生物学记录范围的均匀连续分布（U[0.02, 0.10]）（Varrà等人，2026），确保既能严格体现现实的较低分配比（2%），又能涵盖保守的监管筛查阈值（10%）。

模型模拟了两种消费情景：(i) 土耳其国家平均水平（FIR = 0.3342 g/天）；(ii) 欧盟平均水平（FIR = 3.1233 g/天）。由于确定性人均情景来源于以活重当量表示的国家表观消费统计数据（包括贝壳和内脏间液体），因此无法直接与基于软组织的蒙特卡洛摄入速率（20和70 g/天）进行比较。对活重数据应用约20–25%的保守可食用肉产量系数，得出的软组织当量约为0.067–0.084 g/天（土耳其）和0.623–0.781 g/天（欧盟），这证实了确定性情景代表的是超保守的最坏情况基线，而非现实摄入估计值。因此，两种方法是互补的筛查工具，而非直接可比较的指标，确定性与概率HI值之间的明显差异反映了这一基本方法论区别。

致癌风险（CR）使用以下公式估算铅和无机砷在居住性暴露框架下的风险（US EPA，2023a）：

CR = [(C × FIR × ED × EFR) / (BW × ATc × 1000)] × CSF

其中EFR为暴露频率（连续居住性暴露为365天/年），ED为成人居住性暴露持续时间（26年），ATc为致癌效应的平均时间（70年 × 365天/年 = 25,550天）。CSF表示口服致癌斜率因子（(mg/kg/day)?1），无机砷为1.5 (mg/kg/day)?1，铅为8.5 × 10?3 (mg/kg/day)?1（源自CalEPA/OEHHA基准值和美国环保署区域筛查水平）（OEHHA，2009；US EPA，2023b）。由于美国环保署IRIS数据库中未建立镉和汞的口服斜率因子，因此未为其分配口服CSF值（US EPA，2024）。

采用OEHHA（2009）无机铅的口服致癌斜率因子（8.5 × 10?3 每mg/kg/天），这是因为美国环保署在IRIS下尚未建立铅的口服致癌效价因子，而OEHHA值是在缺乏联邦美国环保署口服CSF的情况下，最广泛采用的铅口服致癌性监管基准。

**2.4 概率蒙特卡洛模拟与情景分析示例**

为考虑参数不确定性和环境变异性，使用Python（v3.10，NumPy和SciPy库；伪随机数生成器以固定种子= 42初始化以保证计算可重复性）进行了100,000次迭代的概率蒙特卡洛筛查模拟。

概率密度函数（PDF）基于经验数据和指定的暴露假设进行参数化。软组织金属浓度（C）基于各子盆地区域的复合观测数据建模为对数正态分布：海峡/野生（n = 4）、东北部（n = 6）、东南部和中部（n = 16）以及马尔马拉西南部（n = 6），总计N = 32个观测单元。对数正态参数通过对数转换的浓度计算得出：

σ_ln = √(ln(1 + SD2/Mean2))

μ_ln = ln(Mean) ? σ2_ln/2

所得分布的范围限定在分析检出限LOD/2和最高观测浓度之间，以限制超出测量范围的外推。在多元采样过程中，使用Iman–Conover方法保留了铅与镉之间（r? = 0.502，p < 0.01）以及铅与砷之间（r? = 0.445，p < 0.05）的经验秩相关。

消费者体重（BW）遵循正态分布，均值为70.0 kg，标准差为10.5 kg，截断至50–90 kg。食品摄入速率（FIR）遵循对数正态分布，假定几何标准差（GSD）为1.30，并在对数尺度上截断至±3个标准差。普通消费者的几何均值为20 g/天（所述95%范围：11.8–33.8 g/天），重度消费者为70 g/天（所述95%范围：41.4–118.3 g/天）。前者近似于地中海膳食调查中消费者所报告的软体贝类软组织平均摄入量，后者则代表一种保守的上限估计，旨在捕捉马尔马拉沿岸手工业渔民和沿海居民的当前生计水平消费，以及由于双壳贝类营养健康意识增强和地中海沿海人群水产品需求上升所驱动的未来海产品摄入量的合理增长轨迹。这些数值旨在提供谨慎的风险包络线，而非表征当前人群水平的摄入分布，这与EFSA（欧洲食品安全局，2011a）推荐的分级暴露评估方法一致。无机砷比例被建模为均匀分布U(0.02, 0.10)，以考虑砷形态分析的不确定性。

FIR的GSD为1.30，与EFSA欧洲综合食品消费数据库中贝类消费者的报告值一致（EFSA，2011a）。通过改变GSD在合理范围（1.20–1.50）内的值，同时保持其他参数不变，进行了敏感性分析。中位数（P50）HI值在此范围内高度稳定（变异 < 1%），证实了中心趋势风险估计值对该假设具有鲁棒性。P95 HI估计值显示出中等敏感性：GSD从1.20变化至1.50时，普通消费者情景下P95 HI变化约27%，重度消费者情景下变化约26%。这一敏感性被视为一种局限性；所选的GSD 1.30是一个与已发表的贝类消费分布一致的保守中间估计值。对于海峡/野生子盆地区域，对数正态拟合基于n = 4个复合观测值（两个站点 × 两个季节），这是参数化的最低要求；因此，该区域的结果应作为指示性而非确定性结果解读，其置信区间比其他子盆地区组更宽。

除了基于统计人均摄入速率的确定性评估（土耳其：0.3342 g/天；欧盟：3.1233 g/天）外，还建立了概率暴露情景以反映现实的消费者习惯和高端海产品摄入模式。具体而言，蒙特卡洛模拟中整合了两种不同的消费者画像：(i) 普通消费者情景，基于餐次的摄入速率为20 g/天（对应于规律/中等贻贝消费，约每1–2周标准份一份）；(ii) 重度消费者/沿海居民情景，摄入速率为70 g/天（代表生计消费者、手工业渔民以及马尔马拉和沿海海峡的频繁消费者）。这种分级方法提供了全面的风险包络线，既覆盖了全民范围的基线平均水平，也涵盖了敏感人口群体中的上限暴露风险。在空间风险建模中，水产养殖站点按地理子盆地（东北部、东南部与中部、马尔马拉西南部）进行分组，而来自博斯普鲁斯和达达尼尔入口走廊的野生种群则归类于海峡/野生站点组（W1和W2），以提供位于水动力活跃边界走廊的非管理沿岸产床的指示性快照。

**2.4.1 敏感性分析**

使用秩相关系数（Spearman秩相关与模型输出）和方差贡献分解，对秩相关敏感性筛查进行了评估，以量化各输入变量对累计危害指数（HI）总输出方差的百分比贡献。

**2.4.2 情景分析示例**

探索性情景分析严格作为10年名义期限（2026–2036）内的数学压力测试而制定，而非经验时间序列预测或地球化学动力学模型，旨在评估累计风险余量如何应对环境压力的假设性方向性变化：

- **当前趋势/维持现状（+1.0%/年）**：一个风格化的基线，反映区域人口复合增长、沿海工业产出增长以及通过土耳其海峡系统航运密度的扩张。
- **悲观压力测试（+2.5%/年）**：一个上限脆弱性情景，模拟由气候引发的径流异常、洪水冲刷和市政基础设施约束所驱动的加剧的环境压力。
- **乐观恢复（?1.0%/年）**：基准目标反映了马尔马拉海环境行动计划逐步实施的成效，特别是该地区向先进生物污水处理的转型和强制排污配额的执行。

每年使用风格化关系式 (C_t = C? × (1 + r)^t) 对基线软组织浓度进行动态调整，其中C_t为第t年贻贝软组织中预测的有毒元素浓度（mg/kg湿重），C?为2026年确定的基线组织浓度，r代表对应于特定情景的年变化率（?0.01、+0.01或+0.025），t为经过的年数（t = 0, 1, …, 10，涵盖2026至2036年）。我们明确承认，对所有四种元素施加统一扰动率是一个简化的筛查假设，未考虑元素特定的生物积累动力学、生物地球化学半衰期或不同的环境分配；其唯一目的是作为相对于法定基准的指示性敏感性包络线。人口和人均摄入参数保持不变，以将环境变化与消费动态隔离开来。

**2.5 统计分析**

鉴于采样设计（每个站点和季节一个复合样本），对各个站点之间的空间差异进行正式统计检验不可行；因此，组水平比较（子盆地分区、季节和养殖来源）被作为主要分析策略。

统计分析基于16个站点的两次季节性采样运动期间收集的32个复合观测单元。由于元素浓度数据偏离正态分布（Shapiro–Wilk检验，p < 0.05），因此采用非参数方法。

利用配对Wilcoxon符号秩检验（n = 16个站点配对）评估了铅（Pb）、镉（Cd）、总砷（total As）及累积危害指数（HI）的季节性差异。利用Mann–Whitney U检验比较了野生潮间带生境（W1和W2；n = 4个复合样本）与悬挂式定置养殖站点（A1–F3；n = 28个复合样本）之间的元素浓度和HI值。鉴于各组样本量不等且野生参照生境数量有限，该比较被视为探索性评估。利用Spearman秩相关系数（rs）考察元素浓度之间的关联。利用Kruskal-Wallis检验（单因素方差分析的非参数等价方法）评估了四个子海域区域（海峡/野生存苗点、马尔马拉海东北部、马尔马拉海东南部及中部、马尔马拉海西南部）之间元素浓度的空间差异，原因是元素数据偏离正态分布。若Kruskal-Wallis检验结果显著，则进一步采用Bonferroni校正的逐对Mann-Whitney U事后比较（n = 6对）。各元素对累积HI的百分比贡献计算如下：

Contribution i (%) = THQ i / HI × 100

通过100,000次Monte Carlo迭代评估各输入变量对模拟HI的相对重要性。计算各模型输入与HI之间的Spearman秩相关系数，并将其平方值按以下公式标准化：

Relative importance i (%) = rs,i2 / Σj rs,j2 × 100

其中rs,i为输入变量i的Spearman秩相关系数。输入变量包括食物摄取率、无机砷比例、软体组织元素浓度和体重。显著性水平设定为α = 0.05。

3. 结果与讨论

3.1 空间与季节性重金属浓度

所有16个站点及2个季节的有毒元素浓度汇总于表2。

表2. 马尔马拉海中野生与养殖贻贝（M. galloprovincialis）软体组织中各采样站点及季节的有毒元素浓度。

| 区域/分区 | 站点 | 类型 | 季节 | Pb (mg/kg) | Cd (mg/kg) | Hg (mg/kg) | As (mg/kg)? |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 海峡/野生存苗点 | W1 | 野生 | 春季 | 0.264 ± 0.006 | 0.644 ± 0.009 | <0.015 | 1.854 ± 0.029 |
| | | | 秋季 | 0.240 ± 0.004 | 0.198 ± 0.004 | <0.015? | 1.233 ± 0.014 |
| | W2 | 野生 | 春季 | 0.422 ± 0.003 | 0.197 ± 0.006 | <0.015 | 2.970 ± 0.033 |
| | | | 秋季 | 0.557 ± 0.006 | 0.205 ± 0.007 | <0.015 | 2.815 ± 0.050 |
| 马尔马拉海东北部 | A1 | 养殖 | 春季 | 0.222 ± 0.003 | 0.179 ± 0.005 | <0.015 | 1.788 ± 0.021 |
| | | | 秋季 | 0.303 ± 0.003 | 0.213 ± 0.006 | <0.015 | 2.531 ± 0.041 |
| | B1 | 养殖 | 春季 | 0.484 ± 0.006 | 0.204 ± 0.006 | <0.015 | 1.628 ± 0.029 |
| | | | 秋季 | 0.337 ± 0.003 | 0.217 ± 0.004 | <0.015 | 1.884 ± 0.020 |
| | B2 | 养殖 | 春季 | 0.291 ± 0.006 | 0.211 ± 0.004 | <0.015 | 1.234 ± 0.029 |
| | | | 秋季 | 0.309 ± 0.004 | 0.242 ± 0.008 | <0.015 | 1.949 ± 0.033 |
| 马尔马拉海东南部及中部和岛屿 | C1 | 养殖 | 春季 | 0.277 ± 0.003 | 0.152 ± 0.004 | <0.015 | 1.344 ± 0.016 |
| | | | 秋季 | 0.291 ± 0.003 | 0.226 ± 0.005 | <0.015 | 2.080 ± 0.026 |
| | C2 | 养殖 | 春季 | 0.214 ± 0.003 | 0.091 ± 0.002 | <0.015 | 0.938 ± 0.022 |
| | | | 秋季 | 0.339 ± 0.003 | 0.230 ± 0.006 | <0.015 | 2.036 ± 0.028 |
| | D1 | 养殖 | 春季 | 0.510 ± 0.006 | 0.274 ± 0.007 | <0.015 | 2.618 ± 0.040 |
| | | | 秋季 | 0.189 ± 0.003 | 0.184 ± 0.003 | <0.015 | 2.000 ± 0.035 |
| | D2 | 养殖 | 春季 | 0.339 ± 0.004 | 0.259 ± 0.005 | <0.015 | 2.394 ± 0.032 |
| | | | 秋季 | 0.157 ± 0.002 | 0.137 ± 0.004 | <0.015 | 1.336 ± 0.020 |
| | E1 | 养殖 | 春季 | 0.363 ± 0.004 | 0.467 ± 0.011 | <0.015 | 1.585 ± 0.024 |
| | | | 秋季 | 0.185 ± 0.002 | 0.157 ± 0.006 | <0.015 | 1.668 ± 0.023 |
| | E2 | 养殖 | 春季 | 0.330 ± 0.003 | 0.247 ± 0.007 | <0.015 | 1.192 ± 0.025 |
| | | | 秋季 | 0.180 ± 0.003 | 0.224 ± 0.007 | <0.015 | 1.831 ± 0.021 |
| | E3 | 养殖 | 春季 | 0.276 ± 0.002 | 0.350 ± 0.008 | <0.015 | 1.468 ± 0.024 |
| | | | 秋季 | 0.171 ± 0.003 | 0.156 ± 0.004 | <0.015 | 1.582 ± 0.019 |
| | E4 | 养殖 | 春季 | 0.326 ± 0.005 | 0.373 ± 0.006 | <0.015 | 1.489 ± 0.022 |
| | | | 秋季 | 0.269 ± 0.005 | 0.186 ± 0.007 | <0.015 | 1.759 ± 0.036 |
| 马尔马拉海西南部及达达尼尔海峡入口 | F1 | 养殖 | 春季 | 0.551 ± 0.008 | 0.498 ± 0.012 | <0.015 | 1.997 ± 0.036 |
| | | | 秋季 | 0.238 ± 0.003 | 0.224 ± 0.005 | <0.015 | 2.001 ± 0.026 |
| | F2 | 养殖 | 春季 | 0.318 ± 0.003 | 0.432 ± 0.012 | <0.015 | 2.168 ± 0.034 |
| | | | 秋季 | 0.262 ± 0.002 | 0.166 ± 0.004 | <0.015 | 1.813 ± 0.019 |
| | F3 | 养殖 | 春季 | 0.265 ± 0.004 | 0.390 ± 0.010 | <0.015 | 1.572 ± 0.024 |
| | | | 秋季 | 0.290 ± 0.004 | 0.493 ± 0.009 | <0.015 | 2.064 ± 0.023 |
| 法定限值 | EU/TFC法规 | | | 1.5 | 10 | 0.5?（i-As） |

数值表示每站点每季节单个混合样本五次仪器重复测量（n = 5）的均值 ± 标准差；这些数值仅反映分析精密度，不代表个体贻贝间的生物学变异。每个混合样本约汇集100只商品规格的个体。

?汞（Hg）：所有采样站点和季节均持续低于方法检出限（< 0.015 mg/kg湿重）；以LOD/2 = 0.0075 mg/kg湿重替代用于暴露计算。

?欧洲委员会（EU）（2023/915）（European Commission, 2023）/土耳其食品法规典（TFC）（Ministry of Agriculture and Forestry, 2023）污染物限值法规。

?根据《欧盟委员会条例》（EU）2023/915（经条例（EU）2025/1891修订）规定的法定最高限量，严格适用于无机砷（i-As；非扇贝类双壳类软体动物为0.50 mg/kg湿重），而本研究报道的数值代表总砷（tAs）。由于未进行化学形态分析，无法依法直接判定砷的合规性；但采用保守上限假设（i-As ≤ 总砷的10%），估算的无机砷水平（0.094–0.297 mg/kg湿重）远低于0.50 mg/kg的限值。

?Kruskal-Wallis检验：四个子海域分区之间的铅（Pb）（H = 1.800, p = 0.615）、镉（Cd）（H = 3.977, p = 0.264）或总砷（H = 2.973, p = 0.396）均未检出具有统计学意义的差异。所有逐对事后比较（Bonferroni校正）均无统计学显著性（校正后p > 0.05）。

铅（Pb）浓度范围为秋季D2站的0.157 ± 0.002 mg/kg至秋季W2站的0.557 ± 0.006 mg/kg；所有数值均低于1.50 mg/kg的最大限量。镉（Cd）浓度范围为春季C2站的0.091 ± 0.002 mg/kg至春季W1站的0.644 ± 0.009 mg/kg。春季最高浓度出现在W1（0.644 mg/kg）和马尔马拉海西南部养殖场F1（0.498 mg/kg），尽管所有测量值仍低于1.00 mg/kg的限值。汞（Hg）在所有采样点均低于检出限（< 0.015 mg/kg湿重）。总砷（total As）浓度范围为春季C2站的0.938 ± 0.022 mg/kg至春季W2站的2.970 ± 0.033 mg/kg。由于未进行形态分析，无法直接确定是否符合欧盟无机砷最大限量（0.50 mg/kg）。作为筛查目的，假设无机砷比例占总砷的10%应用于最高测量的总砷浓度，得出估算的无机砷浓度为0.297 mg/kg，低于该限值。

非参数时间评估显示，在整个盆地范围内，春季与秋季之间未检出具有统计学意义的季节性差异——无论是针对单个元素（配对Wilcoxon符号秩检验：Pb, W = 33.0, p = 0.0739；Cd, W = 36.0, p = 0.1046；总As, W = 45.0, p = 0.2522），还是在累积混合水平上使用毒理学标准化的危害指数（HI: W = 51.0, p = 0.4037）。同样，未管理的野生生境（W1、W2；n = 4）与商业养殖作业（A1–F3；n = 28）之间的探索性比较也显示，在单个元素（Pb: U = 70.0, p = 0.4417；Cd: U = 56.0, p = 1.000；总As: U = 74.0, p = 0.3324）或整体累积毒理负担（HI: U = 84.0, p = 0.1200）方面均未发现显著差异，表明在当前采样设计的分辨率范围内未观察到统计学显著差异。

Kruskal-Wallis检验对四个子海域分区空间变异的分析显示，所有目标元素均未检出统计学显著差异：Pb（H = 1.800, p = 0.615）、Cd（H = 3.977, p = 0.264）或总As（H = 2.973, p = 0.396）。经Bonferroni校正的逐对事后比较进一步确认了所有元素–分区组合均不存在显著的区域间差异（校正后p值均 > 0.05），进一步印证了上述盆地尺度的环境本底水平。

为补充非参数显著性检验，计算了季节性比较和来源比较的Cohen's d效应量。Pb（d = 0.71）和Cd（d = 0.79）的季节效应量为小到中等，As（d = 0.31）为小效应。因此，尽管未检测到统计学显著的季节性差异，但不能排除Pb和Cd累积存在有意义的季节性变异，尤其是在当前采样设计统计功效有限（n = 16个站点配对）的情况下。在野生–养殖比较中，Cd的效应量较小（d = 0.43），Pb为中等（d = 0.73），As较大（d = 0.95）。As的较大效应反映的是海峡野生存苗点浓度升高，而非系统性的养殖来源效应。Cd浓度在各站点间的绝对范围最大（0.091–0.644 mg/kg；7.1倍），主要由W1春季异常高值（0.644 mg/kg）驱动。排除该站点后，站点间Cd范围缩小至0.091–0.498 mg/kg（5.5倍）。因此，"盆地尺度同质性"指的是在当前采样设计分辨率范围内未观察到统计学显著的空间结构化，而非不存在变异。

在国家和欧盟人均摄入量水平下评估的确定性非致癌健康风险如图3所示。在土耳其表观人均基准摄入量下（FIR = 0.3342 g/天），风险可忽略不计，全盆地累积危害指数（HI）为0.0046。在欧盟人均消费量情景下（FIR = 3.1233 g/天），平均累积HI为0.0430，仍比安全基准（HI = 1.0）低一个数量级以上。所有站点和季节的确定性个体目标危害商（THQ）及累积指数始终满足法规安全裕度（HI < 1.0）。

图3. 欧盟和土耳其共和国消费量情景下，马尔马拉海贻贝累积非致癌危害指数（HI）的空间和季节性变化。柱状图表示HI均值；误差线表示春季和秋季之间的标准差。

注意y轴采用对数刻度；红色水平线表示安全基准（HI = 1.0）。

3.2 概率性风险模拟结果

100,000次Monte Carlo迭代的危害指数（HI = Σ THQ）模拟结果见表3。

表3. Monte Carlo模拟推导的概率性危害指数（HI）分布。

| 消费者类型 | 分区 | 中位数（P50） | 第95百分位（P95） | 第99百分位（P99） | 概率P(HI > 1) |
|---|---|---|---|---|---|
| 平均消费者（20 g/天） | 海峡/野生存苗点 | 0.082 | 0.174 | 0.231 | <0.001% |
| | 马尔马拉海东北部 | 0.061 | 0.128 | 0.172 | <0.001% |
| | 马尔马拉海东南部及中部和岛屿 | 0.058 | 0.121 | 0.165 | <0.001% |
| | 马尔马拉海西南部及达达尼尔海峡入口 | 0.076 | 0.159 | 0.214 | <0.001% |
| 重度消费者（70 g/天） | 海峡/野生存苗点 | 0.287 | 0.609 | 0.808 | 0.04% |
| | 马尔马拉海东北部 | 0.213 | 0.448 | 0.602 | <0.001% |
| | 马尔马拉海东南部及中部和岛屿 | 0.203 | 0.423 | 0.577 | <0.001% |
| | 马尔马拉海西南部及达达尼尔海峡入口 | 0.266 | 0.556 | 0.749 | 0.01% |

HI：危害指数；P50：第50百分位（中位数）；P95：第95百分位；P99：第99百分位；P(HI > 1)：基于100,000次Monte Carlo迭代估算的累积危害指数超过安全阈值1.0的概率。此数值应严格作为所模拟对数正态基线条件下的指示性概率筛查估算，而非绝对的流行病超标率。作为参考，使用分区平均浓度和20 g/天的软体组织摄入速率计算的确定性HI值分别为：海峡/野生：0.338；东北部：0.269；东南部及中部：0.259；西南部：0.323。确定性值高于Monte Carlo中位数（P50）反映了算术平均浓度的使用而非对数正态中位数，以及确定性计算中未考虑FIR变异。

确定性HI值（土耳其为0.0046；欧盟为0.0430）与下文报告的Monte Carlo中位数HI值之间的明显差异反映了两方法在摄入基准上的根本不同：确定性情景使用活重表观消费量统计数据，而Monte Carlo模拟使用基于餐次的20和70 g/天软体组织摄入速率。因此，这两种指标是互补的而非可直接比较的筛查工具。对于平均消费者类型（净软体组织20 g/天），各地理分区的HI中位数（P50）范围为0.058至0.082，商业养殖子海域的第99百分位（P99）估计值维持在0.165至0.214之间，在100,000次迭代中未产生任何模拟基准超标（P(HI > 1) < 0.001%），确认了中度消费情景下非致癌膳食风险的忽略不计。对于重度消费者情景（70 g/天），HI中位值升至0.203–0.287，而P99值在养殖分区达到0.577–0.749，在海峡/野生存苗点基线达到0.808，模拟筛查超标频率仍极低（马尔马拉海西南部为0.01%，海峡参照站指示性值为0.04%）。

毒理学贡献分析表明，累积非致癌风险主要由无机砷（64.01%）和镉（26.79%）主导，二者合计占总HI的90%以上。秩相关敏感性筛查（标准化rs2）识别出每日食物摄取率（FIR）是暴露不确定性的首要驱动因素，解释了相对敏感性指标的62%，其次是无机砷转化比例（24%）和软体组织元素浓度（14%），而消费者体重贡献可忽略不计（<1.0%）。

图4所示的示意性10年情景压力测试（2026–2036）评估了假设的环境管理轨迹。在"维持现状"趋势下（+1.0%/年），累积HI从0.051适度升至0.057，致癌风险（CR）从5.15 × 10??升至5.69 × 10??。在悲观情景下（+2.5%/年），HI达到0.066，CR在2036年升至6.59 × 10??。相反，乐观情景（?1.0%/年）显示十年间HI降至0.047，CR降至4.66 × 10??。在所有模拟轨迹中，CR始终稳固处于国际公认的安全风险走廊内（10??至10??）。

图4. 示意性情景分析（2026–2036），展示危害指数（HI）和致癌风险（CR × 10??）在风格化悲观（+2.5%/年）、当前趋势（+1.0%/年）和乐观（?1.0%/年）环境压力测试条件下的假设轨迹。这些情景代表示意性筛查包络而非预测性地球化学预报。

3.3 盆地尺度同质性与水文缓冲作用

在全球范围内，双壳类软体动物日益被公认为既是营养资源又是沿海污染物的哨兵，反映了其生长海域的海洋环境质量（Stankovi? and Jovi?, 2012; Fattorini, 2025）。通过食用贝类暴露于有毒元素的膳食风险是已充分记录的公共卫生关注问题，尤其在半封闭的受多重人为压力影响的沿海系统中（Sobhanardakani, 2017; Khalijian et al., 2022）。在全球背景下，本研究首次提供了马尔马拉海贻贝累积多元素膳食风险的盆地尺度概率性评估。该系统兼具密集的航运活动、特大城市压力、有限的水体更新以及土耳其最具生产力的贝类养殖区之一。

贻贝作为国际公认的生物指示物种和主要商业养殖双壳类，在环境质量与人类膳食安全之间形成了关键交叉点。这种环境耦合的食品安全意义在马尔马拉海尤为突出，仅依靠法规合规无法捕捉累积混合风险。本研究发现表明，尽管所有分析有毒元素（Pb、Cd、Hg和总As）均严格符合欧盟（European Commission, 2023, European Commission, 2025）和土耳其食品法规典（Ministry of Agriculture and Forestry, 2023）确立的最大限量水平（表2），但概率性模型显示高摄入量消费者群体存在显著的脆弱性（表3）。这一风险格局反映的是全盆地的环境本底浓度，而非局部化的养殖管理实践。

春季与秋季采样之间不存在显著差异（配对Wilcoxon符号秩检验，p = 0.4037），表明马尔马拉盆地存在持续的全年本底污染。海洋双壳类通常因生殖周期、配子发生和季节性脂质变化而表现出污染物水平的季节性波动。然而，马尔马拉海半封闭的海洋水文特征——表现为永久的双层分层、缓慢的中间层水体交换和污染物延长停留时间——可能有助于减弱表层滤食者可利用的溶解态痕量金属负荷的盆地尺度季节性变异。

然而需要注意的是，这一水文缓冲论点主要适用于深层盐跃层下水团；贻贝栖息于表层混合层，该层受间歇性人为输入、季节性淡水排放和生物循环的影响更为直接，而非受深层水更新动力学的影响。因此，观测到的组织浓度缺乏显著季节性差异这一现象，更可简约地解释为两个部分相反过程相互作用的后果：(i) 春季繁殖活动期间的配子生成导致组织稀释，随着生殖腺生物量的增加，倾向于降低单位组织质量的累积元素浓度 (Regoli and Orlando, 1994; Richir and Gobert, 2014)；以及 (ii) 春季水华期间过滤率升高和与浮游植物相关的金属吸收，倾向于增加吸收量 (Fattorini, 2025)。这些相悖驱动因素的净结果可能产生幅度有限的季节信号，这与上述报告的无显著性Wilcoxon检验结果以及小到中等的Cohen's d值相符。马尔马拉海特有的永久性温盐分层和受限的水体更新可能进一步有助于抑制组织污染物水平的短期时间波动。春季在博斯普鲁斯海峡走廊沿线的野生站W1（0.644 ± 0.009 mg/kg）和达达尼尔海峡西南入口附近的商业养殖场F1（0.498 ± 0.012 mg/kg）观测到镉（Cd）水平的峰值（见表2）。这些春季峰值可能源于季节性水文脉冲：携带陆地农业径流的较高淡水流出，加上促进强烈滤食和微量元素主动吸收的春季浮游植物水华。Fattorini (2025) 全面记录了这一季节性生物机制，其报告指出，地中海贻贝中的微量元素积累通常在初级生产力高和浮游植物水华期间达到峰值，这由加速的过滤活动和消化组织生长所驱动。

野生种群（W1、W2）与商业水产养殖操作（A1–F3）之间的探索性比较显示，总体污染物负荷在统计学上没有显著差异（Mann-Whitney U = 84.0，p = 0.1200）。这表明吊绳式养殖系统并不能将养殖双壳类与盆地尺度的环境暴露隔离开来。这一结果与Do?ruyol等人（2024b）的研究完全一致，他们调查了土耳其海峡系统和马尔马拉海养殖场（Band?rma和Gelibolu）的野生和养殖地中海贻贝，并在所有季节观察到野生栖息地与养殖场所之间的痕量金属负荷无统计学显著差异（p > 0.05）。这种缺乏差异根本上源于双壳类海水养殖的索取型、非投喂特性。与投喂型鱼类养殖不同，地中海贻贝的养殖完全依赖环境初级生产力和悬浮颗粒物有机质来满足所有营养需求；商业运营不提供补充饲料或化学干预，严格专注于饲养追踪、生长表现和尺寸选择性的收获计划。因此，吊绳养殖的养殖种群和野生沿岸种群摄食的是同一环境海雪池和水团。然而，必须强调的是，这种比较的探索性质受到样本量不对称（野生贝床n = 4个复合单位 vs. 养殖设施n = 28）和地理混杂因素的限制。由于野生基线贝床（W1、W2）位于土耳其海峡系统的高能量水动力走廊内，缺乏显著差异无法明确地将养殖吊挂效应与不同的水文和扩散模式区分开来。与其说是野生与养殖生物累积的正式假设检验，这些发现提供了一个指示性基线，表明在这个特定的盆地内，且受限于两个野生站都位于海峡内，吊挂式海水养殖绳和未管理的沿岸贝床似乎暴露于可比拟的毒理学量级；鉴于站位位置的混杂效应，对此比较的解释应谨慎对待。在黑海也报告了地中海贻贝缺乏显著野生-养殖差异的可比情况（Peycheva等，2021），而其他地中海沿岸系统的地中海贻贝中的元素浓度也被发现处于相似的监管范围内（Bruno等，2024）。此外，这种空间均一性和十年级别的一致性反映了Mol和ü?ok Alakavuk（2011）在马尔马拉海十个捕捞区建立的历史基线，他们得出结论，痕量金属分布在各个子盆地间没有明显的地理差异，这反映了广泛且长期存在的盆地尺度压力，而不是孤立场地的热点。目前的结果与Mol和ü?ok Alakavuk（2011）十年前数据的比较进一步表明，非必需金属浓度（特别是Cd和Pb）在慢性基线范围内保持相对稳定，这证实了水动力混合和持续的人为输入在数十年时间尺度上维持了持久的背景负荷。

此外，识别出的Pb和Cd之间以及Pb和总As之间的显著正关联与共享人为进入途径的假说一致，这可能与穿越土耳其海峡系统的繁忙国际商业航运、港口运营以及排放到半封闭马尔马拉海盆地的混合工业废水有关。相比之下，Cd和总As之间缺乏统计学显著相关性表明地球化学分配和源动力学存在差异，其中As的出现部分受南部马尔马拉流域天然陆源风化和农业排水的控制，而Cd则更多反映了局部工业排放和经由博斯普鲁斯海峡进入的跨界表层流。在一项广泛的盆地范围综述中，Fattorini（2025）强调，东地中海，特别是马尔马拉海和博斯普鲁斯海峡，充当着一个持久的环境汇，在这里，繁忙的航运走廊、特大城市排放和工业废水对野生和养殖双壳类群落产生普遍的、非点源的痕量金属暴露。?zden等人（2025）进一步证实了这种水文连通性，他们强调来自黑海西部的跨界河流输入和流场模式不断将Cd和Pb引入博斯普鲁斯海峡走廊，在整个互联的海洋系统中维持着持久的背景金属负荷。马尔马拉海全境观测到的基线浓度也与互联黑海西部的区域监测数据高度一致。具体而言，在来自瓦尔纳湾的野生地中海贻贝种群中，Zhelyazkov等人（2018）报告了可比的Pb（0.251 ± 0.141 mg/kg）和Cd（0.280 ± 0.185 mg/kg）平均负荷，以及在低人均消费率下可忽略不计的确定性风险指数（HI = 0.0052）。虽然他们的确定性筛查同样得出双壳类摄食不会造成显著健康威胁的结论，但本研究的概率分布框架表明，仅依赖聚合的全国消费率会掩盖重度消费者的上尾脆弱性。

单个元素（Pb、Cd和Hg）的法定合规并不能排除消费者摄入多元素混合物时的累积膳食暴露担忧。所有分析的样本均符合Pb（0.157–0.557 mg/kg；阈值：1.50 mg/kg）和Cd（高达0.644 mg/kg；阈值：1.00 mg/kg）的法定限值，而Hg一直未检出（表2）。尽管无机As的合规性没有通过色谱形态分析直接验证，但保守的筛查比例表明其浓度仍低于监管限值。这些发现与Do?ruyol等人（2024a）的研究一致，他们报告了区域水域中养殖贻贝符合标准且确定性风险可忽略不计。然而，在高摄入量场景的极端上尾处，累积暴露接近阈值水平（P(HI > 1) ≤ 0.04%）。除基于美国环保署（EPA）的HQ框架外，Cd的膳食暴露也与欧洲食品安全局（EFSA）2.5 μg/公斤体重/周的每周可耐受摄入量（TWI）（EFSA食物链污染物专家组，2011b）进行了对比，这相当于每日参考值为0.357 μg/公斤体重/天。在欧盟人均消费场景下，Cd的HQ-EFSA范围从0.031（平均Cd：0.246 mg/kg ww）到0.081（最大Cd：0.644 mg/kg ww）。在土耳其人均消费场景下，HQ-EFSA为0.003。所有数值均远低于1.0的安全阈值，证实了马尔马拉海的贻贝来源Cd暴露在EPA或EFSA法规框架下均不构成显著风险。基于EFSA TWI的HQ值比基于EPA的值高约2.8倍，反映了欧洲参考值更大的保守性。应用了EFSA（2024）建议的暴露安全边际（MOE）方法来评估无机As，针对皮肤病变这一关键终点，使用0.06 mg/公斤体重/天的BMDL??，该终点在2024年的重新评估中得到了重新确认。假设无机As占总As的保守比例为10%，在欧盟人均消费场景下，估计的每日无机As摄入量范围从8.3 × 10?? mg/公斤体重/天（平均总As：1.861 mg/kg ww）到1.3 × 10?? mg/公斤体重/天（最大总As：2.970 mg/kg ww）。这些摄入量分别产生了7226和4528的MOE值，处于EFSA的中度关注范围（MOE 1000–10,000）内。在土耳其人均消费场景下，平均As的MOE为67,530，表明低度关注。总体而言，欧盟消费场景与保守的10%无机比例假设共同表明，As存在残余的中度关注，需要持续关注，特别是在未来评估中通过改善As形态数据。在元素贡献分析中，无机As占累积危害指数的64.01%，其次是Cd占26.79%，两者共同占据了非致癌风险的90%以上。Varrà等人（2026）也报告了i-As和Cd在累积双壳类风险中类似的占主导地位，其中无机As贡献了总指数的75.7–84.2%。尽管海洋软体动物中的As主要以无毒的砷甜菜碱形式存在，但假设10%的无机比例凸显了膳食风险对As形态的潜在敏感性。所有站位的Hg浓度均低于检测限（< 0.015 mg/kg ww），对膳食风险的贡献可忽略不计。这与早期在马尔马拉海盆地的观测结果相符，其中Hg在十个渔场均未检出（Mol和ü?ok Alakavuk, 2011），并且在2021年黏液事件后仍低于分析检测限（Do?ruyol等，2024b）。因此，仅关注Pb和Hg而不涉及As形态或累积Cd暴露的监测项目可能会误判总体膳食风险。

3.4. 概率风险包络、敏感性驱动因素和人口学脆弱性

使用全国平均值进行的确定性风险筛查得出了非常低危害指数：土耳其为HI = 0.0046（0.3342 g/天），欧盟为HI = 0.0430（3.1233 g/天）（见图3）。然而，这些人口水平的消费估计可能会低估实际暴露，因为它们将全国总供应量分摊给所有居民（包括非消费者），并且报告的数值是总活重而不是净可食用肉产量。这一筛查基线与Hac?saliho?lu（2025）最近在马尔马拉海南岸的发现一致，在标准人均摄入量下，确定性建模的成人危害指数保持在安全阈值以下（HI = 0.529–0.695），但当换算为体重较低的敏感人群时，表现出相当大的脆弱性。确定性点估计通常掩盖了人口学差异，而概率建模通过评估暴露分布而不是单一平均值来解决这一问题（Ahmed等，2020）。蒙特卡洛模拟通过评估基于离散餐次的摄入量分布来克服这一局限性。对于每天摄入20克净软体组织（代表每两周一次的中等进食频率）的平均消费者画像，在所有区域，暴露估计值均远低于选定的非致癌筛查阈值，第99百分位数（P99）在0.165和0.231之间，导致P(HI > 1)的超标概率 <0.001%（表3）。相比之下，对于每天摄入70克的重度消费者/沿岸居民场景，养殖子盆地的P99值增加到0.577–0.749，海峡/野生站基线达到0.808，上尾超标概率为P(HI > 1) = 0.04%（表3）。人口学差异进一步加剧了这一风险；较低体重等级（例如50公斤）在同等摄入率下会获得按比例更高的质量归一化剂量，并表现出更窄的安全边际（?zden等，2025）。在全局敏感性分析中，食物摄入速率占相对敏感性指标的62%，证实了消费频率和分量大小对膳食暴露方差的决定作用远远超过单纯的环境组织浓度（Ahmed等，2020；Varrà等，2026）。人类膳食摄入还受烹饪加工的影响；热加工可以通过烹饪液浸出和质量损失效应改变软体组织中的金属浓度（Bayrakl?，2024；Peycheva等，2022），这表明生组织浓度提供了一个操作基线，而不是精确的生物可利用剂量。

3.5. 说明性的十年场景与生态系统尺度治理

尽管这些预测是说明性的而非预测性的，但它们提供了一个定量框架，以支持关于不同污染管理轨迹对长期食品安全影响的决策。10年说明性场景分析（2026–2036）评估了主动的盆地尺度治理如何保留长期海产品安全边际。在一切照旧（BAU）轨迹（+1.0%/年）下，累积危害指数值从中度上升至0.051至0.057，累积致癌风险（CR）从5.15 × 10??扩大至5.69 × 10??。在悲观压力场景（+2.5%/年）下，2036年CR达到6.59 × 10??。尽管所有建模轨迹均保持在国际可接受的终生癌症风险区间（10??至10??）内，但持续的正增长率会逐渐侵蚀毒理学安全边际，特别是对于高频消费者。

反之，乐观轨迹下实现的十年下降幅度（?1.0%/年，使CR降至4.66×10??）凸显了环境政策干预的关键红利。尽管这些理想化情景未能反映特定元素的生物累积动力学或各金属之间的时间解耦，但它们清晰地表明，累计非致癌性和致癌性风险走廊从根本上取决于流域尺度的陆源排放政策。正如Demirel等人（2023）所强调的，恢复马尔马拉海的生态系统韧性需要严格的流域尺度管理干预，包括将废水排放标准转变为高级生物处理，以及在《马尔马拉海行动计划》下实施基于生态系统的保护目标。这些发现支持了Naylor等人（2021）的更广泛观点，即要将双壳类养殖作为低影响食品部门持续下去，必须控制陆源排放，以免其超过当地同化能力。同样，虽然非投喂养殖具有低碳足迹（Jones等人，2022），但要保持其食品安全优势，需要防止分散式沿海污染侵入生产区。因此，有效管理流域尺度的陆源排放对于保持马尔马拉水产养殖的广泛安全余量至关重要。从实际食品安全治理的角度来看，这些发现共同表明，马尔马拉海的监测计划应从单一元素合规性检测转向基于混合物的累积风险筛查，特别关注无机砷形态和高频次消费者子群体。针对沿海居民和传统渔业社区——这些人口群体暴露于尾部上限摄入量水平——的饮食建议，是当前监管框架下最具即时可行性的干预措施。

3.6 研究局限性

在解读这些发现时，应考虑若干方法学上的限制。首先，野生参照站点（春季和秋季共4个复合观测值）与商业养殖设施（n=28）之间固有的样本量不对称，使得无法对野生和养殖种群进行详尽的假设检验，也无法将养殖悬浮效应与水闸水文条件明确分离。其次，未对砷进行化学形态分析；暴露估计依赖于基于文献基准的保守默认比率（2–10%），而非直接通过色谱法对无机砷形态进行定量测定。第三，铅被视为无阈值毒物，美国环保署IRIS数据库无官方口服参考剂量；因此，本文所应用的RfD（0.0035 mg/kg/天）应被理解为区域筛查水平而非已确立的毒理学阈值。将发现置于欧洲监管框架下考量，EFSA已否决铅的可耐受每周摄入量，转而推导出1%额外风险下的基准剂量下限（BMDL??），即对收缩压影响的BMDL??为1.50 μg/体重·天，对发育神经毒性的BMDL??为0.50 μg/体重·天（EFSA, 2010）。暴露倍数（MOE）通过将各BMDL??除以估计的每日铅摄入量计算得出。在土耳其人均消费情景（0.33 g/天）下，收缩压的MOE范围为564（最大观测铅含量：0.557 mg/kg ww）至1013（平均铅含量：0.310 mg/kg ww）；在欧盟人均情景（3.12 g/天）下，范围为60至108。这些MOE值低于EFSA用于低关注级别的10,000基准，与该机构关于膳食铅暴露值得在所有食品消费情境下持续关注——不仅限于贻贝消费，而是整个膳食——的立场一致。来自其他欧洲沿海系统的双壳类也报道了相似的MOE范围（Varrà等人，2026），表明这些发现反映的是系统性的膳食铅挑战，而非贻贝特有的食品安全紧急事件。这些结果强化了持续监测和流域尺度污染削减的必要性。第四，使用混合复合样本（每站100个个体）会平均化个体生物变异，可能掩盖单个贻贝中极端尾部污染峰值。最后，膳食暴露模型基于原始组织浓度，未考虑烹饪准备过程中元素可能的损失或浓度变化（Bayrakl?, 2024）。

4. 结论

本研究通过将马氏珠颈斑鸠贻贝（*M. galloprovincialis*）的食品安全评估从单一元素合规性推进至流域尺度概率框架，从而评估多元素累积膳食风险，进一步推进了马尔马拉海的食品安全研究。基于16个站点的现场监测、应用于基于餐次的软组织摄入速率的100,000次蒙特卡洛模拟——补充而非替代人均体重筛查基线、元素贡献分析以及示例性十年压力测试——这种综合方法考虑了污染物浓度和消费模式的变异，并凸显了人群平均摄入量估计可能低估高频消费者暴露的情况。

在当前采样设计中，未检测到养殖贻贝与野生贻贝在元素负荷方面存在具有统计学显著性的差异。此结果不应被解释为所有来源或整个流域均匀条件下污染等同的证据；野生与养殖样本之间的不平衡以及野生站点水闸位置的混杂效应排除了此类结论。然而，它确实表明仅凭生产来源不足以表征膳食暴露，消费量和频率也应纳入风险管理考量。这将治理问题从"食物在哪里生产？"重新框架化为"谁在吃，吃多少？"，从而支持消费者定向的饮食指导与产地监测并行。

从方法论角度来看，这一概率框架结合了对数正态浓度分布、经验秩相关、无机砷形态的均匀范围、铅和无机砷的暴露倍数指标以及汞的方法校正检测限，为其他沿海双壳类生产系统的累积膳食风险评估提供了可迁移的模板。当砷形态数据不可获得时，明确陈述的假设可支持初步筛查，但不能替代直接形态测定。敏感性分析将消费频率调查确定为优先数据需求，而示例性情景分析为评估流域尺度污染削减的食品安全效益提供了依据。总体而言，这些发现支持在人为压力显著的半封闭海洋系统中，将累积性、消费者分辨的概率风险表征与监管合规性检查并列为评估贝类安全的适当标准。

CRediT作者贡献声明

?zkan ?zden：写作–审阅与编辑，写作–原稿撰写，监督，资源，项目管理，方法论，调查，资金获取，概念化。?dil Can Tun?elli：写作–审阅与编辑，方法论，调查，形式分析。Nuray Erkan：写作–审阅与编辑，方法论，调查，形式分析。Onur Ertik：写作–审阅与编辑，调查。Arzu Mammadova：写作–审阅与编辑，方法论，形式分析。Refiye Yanardag：写作–审阅与编辑，项目管理，调查。

资助

本工作由伊斯坦布尔大学科研项目管理办公室在研究大学支持计划下资助（项目编号：FBA-2025-41302）。

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