若尔盖高原湿地水质演变特征及氮磷累积效应

顾城天, 罗 彬, 王 恒, 刘冬梅, 郑 坤

(四川省环境政策研究与规划院, 成都 610093)

全球生态系统具有丰富的物种多样性，是由一系列的子生态系统构成，就整体而言，陆地和海洋、大气成为了其主要的生态构成主体[1-3]，而陆地又能细分为森林、农田等子系统，由于陆地生态直接承载着人类的生存发展，加之生物分布的多样性[4]，其重要地位不言而喻，而介于陆地和水体之间的交互地带成为湿地，该生态系统呈现出显著的生物分布多样性以及特殊性[4-6]，且具有明显的环境敏感性，其生态结构相对独立和特殊，具有地球之肾的美誉，也是重要的局地生态系统，不仅能够显著地进行气候调节，同时能够有效地涵养水源，在蓄洪防涝方面效果明显，促进了生物多样性的分布，在生态环境方面地位难以忽视，素有“生物基因库”之称[7-8]。因湿地的位置特殊性，该区域养分含量较高，不仅分布着芦苇等多种植被，还分布着多样生物，其群落均匀度等方面较为明显，能够有效促进生态平衡；不少学者通过研究发现，对于该区域而言，其生物分布多样性越稳定，表明其生态稳定性越强，当生态环境不断下降的情况下，其生物分布多样性显著降低，不利于局地生态环境保持[9]。近些年来，环境的不断变化引起了社会更为广泛的关注，对该生态系统的研究也不断增多，不仅探究了湿地生物群落分布的多种影响因素，同时对湿地生态平衡等方面开展了多角度探究[10-11]。对于湿地而言，水质直接关乎植被及生物的生存环境，直接决定着生物群落分布多样，制约着其生产力，备受广大学者的关注[12-13]。但是随着人为活动的不断干预，湿地也呈现出了明显的水体污染，此外，水体富营养化现象明显，主要原因在于多种排泄物导致，在湿地环境质量不断下降的情况下，湿地的生态平衡被破坏[14]，湿地的调节效应大大下降，在这种情况下，开展实地研究具有显著的现实意义。

若尔盖高原湿地属于典型的高原沼泽湿地，分布面积较广，地处青藏东缘，地理位置的特殊性造就了特殊的意义：若尔盖高原湿地是黄河源头，被称为“高原之肾”，由于其蓄水效应等显著，也具有“黄河蓄水池”的美誉。若尔盖高原湿地植被多样性分布较为广泛，在局地生态碳循环方面效果显著，同时具有重要的经济价值[15-16]。从20世纪中叶开始，人类活动对该区域的干预更为明显，尤其是工业化进程的不断加快，该区域沼泽湿地面积不断下降，水质也出现明显的污染；加之一系列自然因素影响，其生物多样性分布呈现明显降低态势，这不利于其土壤生产力的维持和提升，生态调节能力也逐步下降，导致其生态系统平衡性降低[17]。由于若尔盖湿地区域地处我国黄河的源头，其重要地位尤为显著，其生态稳定性直接关乎整个流域的水质，其生物多样性也制约着西南地区的生态平衡，不少学者开展了此方面的大量研究，尤其是水质及土壤质量，以及环境影响因子等方面[18-19]。但是在水质与生态分布多样性方面的研究略有缺乏，基于此，本研究以若尔盖高原湿地植被多样性为基础数据，2016—2018年采用野外调查和室内化验相结合的方法研究若尔盖高原湿地水质演变特征及氮磷累积效应，并运用冗余分析(RDA)的方法研究植被多样性与水质之间的关系，为该区环境保护提供有益借鉴。

1 材料与方法

1.1 研究区概况

本研究所选择的湿地为若尔盖湿地，该湿地位于黄河上游区域，典型的高原沼泽湿地特点，且分布面积较广，由于地处青藏东缘，平均海拔超过了3 500 m，地理位置的特殊性形成了其大陆性高寒季风气候；该区域具有较大的温差，全年气温最低的是1月，温度低至-33.7℃，根据气象资料分析得知，其月均低温达到-10.6℃，地表向下72 cm深为冻土层，冬季酷寒天气显著；其气温较高的月份为7月，月均温度达到11℃，高温一般达到25℃左右，其年均温度基本在1℃以内。对于该区域而言，降雨量一般在600 mm左右，雨季主要集中在4—10月；受地理位置影响，其平均日照较高，达到近12 h，年日照约为2 400 h；该区域主要的植被分布有两类：一类是沼泽植被，一类是草甸植被，前者主要的优势物种不仅有木里苔草、毛果苔草，还有乌拉苔草等，后者优势植被为嵩草属、蓼属等，其次分布着禾本科草及毒害草。

1.2 采样方法

本研究选择若尔盖县的黄河支流，于2016年、2017年、2018年的4月、8月、10月、12月在若尔盖县开展植被调查和土壤样品采集工作。试验区域共设置5个样地，每个样地设置样方30个(1 m×1 m)，在每个样方进行植被的定期调查和土壤样品的采集，采用5点混合法采集表层土壤样品，带回实验室自然风干，并将其中杂物去除，磨细后备用；同时，每个样方剪取地上和地下植被，带回实验室70℃烘干至恒重，研磨过2 mm筛备用；在每个样地临近水域的位置采集水质样品，距离岸边不超过500 m，水质采样深度为20 cm，每个样地采集15个水质样品，带回实验室4℃保存后备用。

1.3 测试方法

植被TN，TP的测量分别采用分光光度法、钒钼蓝法。植被多样性计算如下[20-21]：

Pi=100×(Rc+Rh+Rd)/3

(1)

dMa=(S-1)/lnN

(2)

H=-∑(Pi·lnPi)

(3)

D=1-∑(Pi)2

(4)

JP=H/lnS

(5)

PA=PC·PB

(6)

式中:Pi为重要值；Rc为相对盖度；Rh为相对高度；Rd为相对密度；dMa为Margalef丰富度指数；S为样方数；N为物种数目；H为Shannon-Wiener多样性指数；D为Simpson优势度指数；JP为Pielou均匀度指数；PA为植被氮、磷积累量；PC为植被体内氮、磷含量；PB为植被生物量。

1.4 数据分析

对于相应的分析数据开展一系列统计分析，尤其是回归分析及单因素方差分析，并借助于SPSS 21.0进行，多重比较分析借助于LSD进行，同时从N，P积累量及其浓度方面开展回归分析，对比其拟合度，并开展显著性检验分析。

利用Excel 2007.0统计数据，SPSS 21.0进行相关性和回归分析，单因素方差分析(One-way ANOVA)不同年份之间的差异性，Pearson相关系数进行相关性检验(p<0.05，p<0.01)。

2 结果与分析

2.1 若尔盖高原湿地植被α多样性季节特征

由表1可知，若尔盖高原湿地植被Shannon-Wiener多样性指数、Margalef丰富度指数、Pielou均匀度指数和Simpson优势度指数随季节均表现为先增加后降低趋势；Margalef丰富度指数变化范围为3.34～16.19，Shannon-Wiener多样性指数变化范围为0.35～2.98，Simpson优势度指数变化范围为1.23～4.15，Pielou均匀度指数变化范围为0.46～0.92；其中不同年份Shannon-Wiener多样性指数、Margalef丰富度指数、Pielou均匀度指数和Simpson优势度指数均表现为秋季>夏季>冬季>春季，夏季和秋季明显高于春季和冬季；28年Shannon-Wiener多样性指数、Margalef丰富度指数、Simpson优势度指数均呈增加趋势，其中不同年份Shannon-Wiener多样性指数、Margalef丰富度指数、Simpson优势度指数差异均显著(p<0.05)，而Pielou均匀度指数在不同年份差异不显著(p>0.05)。

表1 若尔盖高原湿地植被季节变化特征

注：不同小写字母表示相同年份季节差异显著(p<0.05)，不同大写字母表示不同年份均值差异显著(p<0.05)，下表同。

2.2 若尔盖高原湿地水质季节变化特征

表2 若尔盖高原湿地水质季节变化特征 mg/L

2.3 若尔盖高原湿地植被氮、磷积累量

由表3可知，若尔盖高原湿地植被N，P积累量具有明显的一致规律，均为秋季最高，夏季次之，春季最低，随季节变化呈先增加后降低趋势，具体表现为秋季>夏季>冬季>春季。N含量变化范围在19.34～23.17 mg/g，2016—2018年均表现为秋季和夏季显著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差异并不显著(p>0.05)；P含量变化范围在2.12～2.61 mg/g，2016—2018年不同季节差异均不显著(p>0.05)；地上生物量变化范围为45.33～75.19 g/m2，2016—2018年均表现为秋季和夏季显著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差异并不显著(p>0.05)；地下生物量变化范围为34.12～41.92 g/m2，2016—2018年均表现为秋季和夏季显著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差异并不显著(p>0.05)；N累积量变化范围为15.37～29.04 g/m2，2016—2018年均表现为秋季和夏季显著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差异并不显著(p>0.05)；P累积量变化范围在1.68～3.27 g/m2，2016—2018年均表现为秋季和夏季显著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差异并不显著(p>0.05)；2016—2018年N，P累积量均值呈增加趋势，其中N累积量均值在不同年份差异均显著(p<0.05)，而P累积量在不同年份和不同季节差异均不显著(p>0.05)。回归分析表明(表4)：若尔盖高原湿地植被N，P积累量与N含量、P含量和生物量的回归关系均显著(p<0.05)。

表3 若尔盖高原湿地水质季节变化特征

表4 若尔盖高原湿地植被N，P积累量与生物量、N，P含量的相关关系(n=150)

注：*表示相关性在0.05水平上显著(双尾)，**表示相关性在0.01水平上显著(双尾)，下表同。

2.4 若尔盖高原湿地植被多样性与水质相关性分析

表5 湿地植被多样性与水质特征的相关性研究(n=150) mg/L

2.5 若尔盖高原湿地植被与环境因子的RDA冗余分析

对于植被多样性而言，其受到一系列环境因子的制约，具有明显的复杂性，这也是导致植被群落分布差异的主要原因之一，为了探究二者之间的关系，剖析其交互作用效应，本研究过程中，立足于植被多样性研究，选取6项可能涉及的水质影响因子，从而进行RDA分析(表6)。通过分析结果得知，对于前两个排序轴而言，其特征值分别达到了0.675，0.184，这说明在环境因子不同作用的情况下，对于湿地植被来说(图1)，其多样性与这两个排序轴的相关性达到了1，解释度达到了98%以上，也就是说前两个排序轴的因子影响程度达到了0.01的显著性水平，F值分别为8.98，4.12，说明这两个因子具有较强的解释度，对植被分布多样性制约效果显著；通过RDA排序分析得知，水质的变化能够显著制约湿地植被分布多样性，且二者的正向作用关系明显，达到了极显著；此外，BOD5浓度、CODcr浓度显著制约着植被分布。

表6 RDA排序结果

图1 若尔盖高原湿地植被多样性与环境因子的RDA排序

3 讨论与结论

本研究中，2016—2018年若尔盖高原湿地植被多样性指数指数随季节均表现为先增加后降低趋势，均表现为秋季>夏季>冬季>春季，而水质质量逐年变好。春季和冬季污染最小，夏季湿地水体富营养化，藻类大量的生长，水质指标也逐渐变差，夏季以后，藻类数量降低，水质质量有所好转，因此，若尔盖高原湿地植被和水质状况变化趋势相一致。对于湿地植被而言，其生存离不开水分和养分，因此其长势直接受到湿地水文等条件的直接制约，而另一方面，植被能够有效将水中营养物质吸收利用，对于降低水体的富营养化起着良好的效果，同时有效降低有机物含量，将其湿地的渗透性增强，从而促进微生物活动，增强了溶解性氧含量，进而对于微生物群落分布起着积极作用，增强了微生物数量和均匀度分布。此外，湿地植被能够有效净化水体[22-23]，通过本试验对于湿地植被的长期观测，探究了其生物量与N，P之间的关系，通过试验对比得知，地上部分明显较高，这正是N，P元素对植被生长的影响，也体现出植被对该元素的吸收利用特点。通过植被对于该元素的积累可以发现其去除能力较强，元素的分配决定了其能够通过收割的方式进行该物质的去除，从而降低其在生态系统中的含量。此外，其积累量与浓度之间具有较大的相关性，且其线性关系明显。

为了进一步探究植被多样性与水质之间的关系，本研究对其进行相关分析，研究发现在夏秋季节，水体对植被分布的影响更大，二者相关系数更高；通过冗余分析得知，植被生长受到了多种影响因素的制约，环境因子的反馈效应也较为明显[24]。通过RDA排序图可知，水质状况具有复杂性，受一系列环境因子的制约，但是通过研究发现，对于若尔盖湿地而言，其植被多样性分布受到环境因子的显著影响，且其正相关关系明显，并达到了0.01的显著性水平。从第一排序轴来看，其多样性分布具有明显的季节性变化特点，这与水质的季节变化基本接近，其中制约效果较大的是BOD5、CODcr浓度，这说明该物质的指示效应更加明显，也说明了湿地植被的敏感性；不同的季节变化，环境因子的作用效果有所差异，这也是需要进一步探究的方面。此外，本研究在探究环境因子与湿地植被之间的关系过程中借助于RDA分析方法，开展了实证研究，并得到了二者的关系效应，但是受制于研究区域的局限性，下一步需要进一步扩大研究范围，深入探讨环境因子对湿地植被的多种影响效应。