云貴高原湖區(qū)湖庫總磷和葉綠素a濃度參照狀態(tài)研究

陳奇，霍守亮，席北斗，昝逢宇，何卓識

中國環(huán)境科學(xué)研究院，北京 100012

區(qū)域湖泊營養(yǎng)物參照狀態(tài)，是指湖泊受影響最小的狀態(tài)或認為可達到的最佳狀態(tài)，為確定隨時間推移由人類引起的湖泊變化提供基線。營養(yǎng)物基準制定的整個過程中，在每個生態(tài)分區(qū)或子分區(qū)內(nèi)建立區(qū)域湖泊的參照狀態(tài)是最為核心的內(nèi)容之一［1-2］。為了制定數(shù)字化的營養(yǎng)物基準，通常采用湖泊沒有受人類擾動和污染或受人類擾動較小的條件下的營養(yǎng)物變量總磷(TP)、總氮(TN)濃度和反應(yīng)變量葉綠素a(Chl-a)濃度、透明度(SD)來量化湖泊的參照狀態(tài)［3-4］。

目前，區(qū)域湖泊參照狀態(tài)的建立方法主要有參照湖泊法、群體分布法、模型推斷法、古湖沼學(xué)重建法和專家判斷法等［1，5-6］。美國國家環(huán)境保護局(US EPA)于2000年首先采用參照湖泊法和群體分布法建立了14個一級湖泊營養(yǎng)物生態(tài)分區(qū)的TN、TP、Chl-a濃度和SD的參照狀態(tài)［1］，隨后各州開始開展本州的湖泊參照狀態(tài)和營養(yǎng)物基準制定工作，并開發(fā)了一些新的方法［7-8］。歐洲近幾年也開展了不同生態(tài)分區(qū)湖泊參照狀態(tài)確定研究，先后建立了TP和Chl-a濃度的參照狀態(tài)值［9-11］。國內(nèi)一些研究者陸續(xù)開始開展我國營養(yǎng)物基準制定的方法學(xué)研究，并初步建立了我國分區(qū)湖泊參照狀態(tài)和營養(yǎng)物基準制定的技術(shù)方法［2，12-15］。

云貴高原湖區(qū)湖泊差異顯著，深水和淺水湖泊錯落分布，有基本未受擾動的瀘沽湖、碧塔海和屬都湖等參照湖泊，也有污染嚴重的滇池、杞麓湖和星云湖等湖泊。筆者以云貴高原湖區(qū)湖泊為研究對象，分別采用參照湖泊法、湖泊群體分布法(總體和分水期)、三分法、MEI法和回歸分析法建立云貴高原湖區(qū)TP和Chl-a濃度的參照狀態(tài)，討論各方法在云貴湖區(qū)營養(yǎng)物變量參照狀態(tài)確定的適用性，結(jié)合近20年來湖泊歷史數(shù)據(jù)，分析所確定的云貴高原湖區(qū)TP和Chl-a濃度參照狀態(tài)的科學(xué)性。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源與質(zhì)量控制

云貴高原湖區(qū)面積7.31×105km2，適宜作為研究區(qū)域建立參照狀態(tài)。該湖區(qū)山川縱橫、峽谷交錯，在海拔1280～3270 m上鑲嵌著眾多天然湖泊。湖泊總面積1200 km2，約占全國湖泊總面積的1.5%;面積1.0 km2以上的湖泊60個，合計面積1199.4 km2，約占全國湖泊總面積的1.3%。其中大于10 km2的湖泊13個，合計面積1088.2 km2，占該區(qū)湖泊面積的 90.7%［16-17］。

收集了云貴高原湖區(qū)的54個湖泊和水庫的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于地方環(huán)境監(jiān)測部門和課題組現(xiàn)場調(diào)查。基礎(chǔ)數(shù)據(jù)中相關(guān)指標有海拔、湖泊面積、平均深度、電導(dǎo)率、總硬度、溫度、pH、營養(yǎng)物濃度、Chla濃度、SD等，均采用國家標準方法測定［18］。根據(jù)各方法的特點，運用描述統(tǒng)計學(xué)方法時采用2000—2010年的監(jiān)測數(shù)據(jù)，構(gòu)建模型時采用1988—2010年的數(shù)據(jù)。

所收集的數(shù)據(jù)在其檢測分析時，TN和TP的最低檢測限分別為0.1和0.01 mg/L。有很小一部分(＜15%)監(jiān)測記錄的濃度低于檢測限，這些值以檢測限的一半計［19］。由于營養(yǎng)物數(shù)據(jù)庫中普遍是右偏的數(shù)據(jù)，用1/2檢測限處理，其精度足以滿足描述性統(tǒng)計中平均值和標準偏差等的要求［20-21］。

1.2 參照湖泊選擇

參照湖泊是指未受人類影響或受人類影響較小且維持最佳用途的湖泊，可代表該地區(qū)自然生物學(xué)的、物理的和化學(xué)的完整性［2，22］。篩選參照湖泊的首選方法是建立一套評價標準，描述區(qū)域內(nèi)各未受人類影響或受人類影響極小的湖泊特征［11，23］。根據(jù)外來壓力建立標準，主要包括流域內(nèi)土地利用(集約農(nóng)業(yè)和城市化比例)、有無點源污染、人口密度，其他因素有天然動態(tài)、湖岸帶的人工改造、魚類引入和漁業(yè)活動、大規(guī)模娛樂、入侵物種等。不采用化學(xué)和生物學(xué)指標，如果采用，容易陷入“典型參照湖泊”化學(xué)和生物學(xué)的循環(huán)，因此化學(xué)和生物學(xué)指標僅用于驗證［3，11］。

云貴高原湖區(qū)候選參照湖泊的初步篩選采用流域壓力的評價標準(表1)，在形成最終參照湖泊清單時，增加專家判斷，對候選參照湖泊進行檢驗(表2)［14，24］。

表1 參照湖泊初步篩選的評價標準Table 1 Pressure criteria used for reference lake selection

表2 候選參照湖泊檢驗標準Table 2 Criteria for candidate reference lakes

1.3 參照狀態(tài)邊界的設(shè)定

1.3.1 參照湖泊法

目前國際上首推通過參照湖泊確定參照狀態(tài)，即參照湖泊法。參照湖泊處于近似理想的狀態(tài)，其下限值代表一種高質(zhì)量狀態(tài)，這種狀態(tài)是不必要達到的或者是在一個生態(tài)區(qū)域中幾乎所有湖泊無法達到的狀態(tài)，上限值代表高質(zhì)量的最低閾值。美國認為參照湖泊頻率分布(濃度數(shù)據(jù)按從低到高的順序排列，數(shù)值越高對應(yīng)水質(zhì)越低)的75%點位是可充分保護水質(zhì)的合適邊界，并作為參照狀態(tài)［1］;歐洲普遍取各區(qū)域參照湖泊的中值為參照狀態(tài)，而將75%～95%點位作為高質(zhì)量狀態(tài)的邊界［10］。歐美對參照狀態(tài)點位劃定的差異，是由于參照湖泊群體本身的質(zhì)量即篩選條件略有差異。基于云貴湖區(qū)參照湖泊的篩選條件，取參照湖泊的75%點位為參照狀態(tài)。

1.3.2 湖泊群體分布法

參照湖泊的數(shù)量越多越好，以在研究區(qū)域湖泊總數(shù)中所占比例大于10%為宜［1］。在參照湖泊數(shù)量不足的情況下，采用群體分布法作為替代。以全體湖泊為樣本，利用所有數(shù)據(jù)或隨機選擇可利用的代表性樣本，將高質(zhì)量端(如25%)作為參照狀態(tài)［1-2］。參照狀態(tài)對應(yīng)的點位根據(jù)湖泊數(shù)據(jù)的實際情況或所在生態(tài)區(qū)域人類影響程度選擇［21］。人類影響程度可根據(jù)整個湖區(qū)或流域的土地利用(農(nóng)業(yè)用地、林地、草地、城市化用地、水體和難以利用的土地等)情況來判斷。農(nóng)業(yè)用地與城市化用地之和小于10%的、或林地與草地所占比例達60%的，可作為受人類影響較小或影響不是非常大的區(qū)域，選擇25%點位;農(nóng)業(yè)用地與城市化用地之和大于10%的、或林地與草地所占比例小于60%的，視為受人類干擾較大的地區(qū)，適當降低點位值;農(nóng)業(yè)用地與城市化用地所占比例大于30%的，可視為人類開發(fā)程度非常大的，降低至5%點位［15］。

1.3.3 三分法

在受人類影響不大的區(qū)域，還可采用三分法替代。將全體湖泊中水質(zhì)最佳的三分之一視為受人類活動影響程度很小的樣本(這在單個指標的數(shù)值上有所體現(xiàn))，取該樣本的中位數(shù)(頻率分布的50%點位)作為參照狀態(tài)［8］。基于云貴湖區(qū)湖泊及其流域整體開發(fā)現(xiàn)狀，該法適用。

1.3.4 MEI模型法

湖深-總?cè)芙庑怨腆w指數(shù)是一種形態(tài)指數(shù)(morphoedaphic index，MEI)，是指湖水中總?cè)芙庑怨腆w(用堿度或電導(dǎo)率衡量)與湖泊平均深度之比［1，9］。由于在無人為營養(yǎng)物輸入的條件下，流域磷輸出取決于地質(zhì)狀況，即水體中磷濃度與堿度或電導(dǎo)率通常存在正相關(guān)關(guān)系［25-26］;平均深度是影響磷濃度的另一公認因素，即湖水中總磷濃度與深度呈負相關(guān)［27-28］;堿度和電導(dǎo)率一般受流域人類活動和湖泊中生物活動的影響很?。?5］，因此可通過MEI值推測參照狀態(tài)下的磷濃度［29］。早期的研究表明MEI與湖泊中的魚類和浮游植物的生產(chǎn)力有關(guān)［27，30-31］。構(gòu)建 TP、Chl-a 濃度與 MEI之間的回歸模型(MEI=電導(dǎo)率/平均湖深)，利用參照湖泊年均值數(shù)據(jù)建模，將全體湖泊平均電導(dǎo)率除以全體湖泊平均湖深所得MEI值代入回歸模型，計算出TP和Chl-a濃度即為參照狀態(tài)下二者濃度。

1.3.5 回歸分析法

利用所有湖泊大量現(xiàn)有數(shù)據(jù)，分析原因變量和反應(yīng)變量之間的響應(yīng)關(guān)系，建立擬合曲線，即營養(yǎng)物濃度與Chl-a濃度的回歸模型，用于預(yù)測Chl-a濃度。根據(jù)前幾種方法確立的營養(yǎng)物參照狀態(tài)計算出Chl-a值，作為該湖區(qū)Chl-a濃度參照狀態(tài)。

1.4 統(tǒng)計分析

由于各項指標的原始數(shù)據(jù)大多未呈正態(tài)分布，因此數(shù)據(jù)全部經(jīng)過對數(shù)轉(zhuǎn)化使之基本成為正態(tài)分布(Kolmogorov-Smirnov檢驗，P＞0.05)，用于后續(xù)統(tǒng)計分析。采用Mann-Whitney U檢驗判斷所選擇的參照湖泊是否能夠很好地代表全部湖泊;對湖泊的營養(yǎng)物基準指標采用描述統(tǒng)計分析(中位數(shù)、四分位數(shù)及各百分點)確定參照狀態(tài);采用方差分析和Kruskal-Wallis檢驗判斷不同水期營養(yǎng)物濃度等水質(zhì)指標之間有無顯著差異;對各指標進行Pearson相關(guān)性分析，并運用回歸分析建立推斷TP、Chl-a濃度的線性回歸模型。以上數(shù)據(jù)處理均通過SPSS16.0完成。

2 結(jié)果

2.1 參照湖泊法建立TP和Chl-a濃度的參照狀態(tài)

根據(jù)篩選條件，共選出瀘沽湖、撫仙湖、海西海、屬都湖、碧塔海、茈碧湖、馬湖、彝海、邛海9個湖泊為參照湖泊。經(jīng)Mann-Whitney U檢驗，參照湖泊和非參照湖泊在水生形態(tài)和物理化學(xué)參數(shù)方面總體上無明顯差別(P＞0.05)，說明參照湖泊代表性良好;而參照湖泊與非參照湖泊的營養(yǎng)物濃度具有顯著差異(P＜0.05)。這些湖泊TP和Chl-a的濃度統(tǒng)計分析結(jié)果見表3。參照狀態(tài)(頻率分布75%點位):TP濃度為0.01 mg/L，Chl-a濃度為2.2 mg/m3。

表3 參照湖泊統(tǒng)計分析Table 3 Statistics of survey data from reference lakes

2.2 群體分布法建立TP和Chl-a濃度參照狀態(tài)

所有湖泊的統(tǒng)計分析結(jié)果見表4?；谠瀑F湖區(qū)現(xiàn)狀，將全體湖泊頻率分布的25%點位作為湖區(qū)的參照狀態(tài):TP濃度為0.01 mg/L，Chl-a濃度為2.0 mg/m3。

表4 全體湖泊統(tǒng)計分析Table 4 Statistics of survey data from all lakes

群體分布法也可以通過分季節(jié)的方式或分水期的方式來實現(xiàn)。例如，美國國家環(huán)境保護局在推斷Ⅰ級營養(yǎng)物生態(tài)分區(qū)參照狀態(tài)時，采用了分季節(jié)的方式——先統(tǒng)計出給定生態(tài)區(qū)域四個季節(jié)25%點位對應(yīng)的營養(yǎng)物濃度，再取四者的中值作為參照狀態(tài)［32］?；谠瀑F湖區(qū)湖泊水質(zhì)監(jiān)測特點，采用分水期的方式。歷年資料顯示，6—8月為豐水期，10—12月為平水期，2—4月為枯水期。統(tǒng)計分析顯示(表 5)，各水期 25%點位的 TP濃度均為 0.01 mg/L，Chl-a濃度均為2.0 mg/m3(雖然豐水期和平水期Chl-a濃度中值均高于枯水期中值)，與不經(jīng)水期分析的結(jié)果相同(表4)。方差分析和 Kruskal-Wallis檢驗表明，水期對TP、Chl-a濃度無顯著影響(P ＞0.05)。

表5 全體湖泊各水期統(tǒng)計分析Table 5 Statistics of survey data in different water periods from all lakes

2.3 三分法建立TP和Chl-a濃度參照狀態(tài)

根據(jù)全體湖泊TP和Chl-a濃度，分別取TP和Chl-a濃度最低的三分之一代表湖區(qū)水質(zhì)最佳的樣本，這些樣本的統(tǒng)計分析結(jié)果見表6。該法得出湖區(qū)的參照狀態(tài):TP濃度為0.01 mg/L，Chl-a濃度為1.6 mg/m3。

表6 三分法統(tǒng)計分析Table 6 Statistics of survey data from the best one-third of the distribution

2.4 MEI模型推斷TP和Chl-a濃度

如前所述，所選參照湖泊群體代表性良好，因此采用這些參照湖泊1988—2010年TP和Chl-a濃度的年均值為建模數(shù)據(jù)。用于推斷TP和Chl-a濃度的兩個MEI模型如圖1和表7所示。方差分析結(jié)果表明，回歸方程顯著性概率值(P)均小于0.01，即拒絕總體回歸系數(shù)為0的原假設(shè)，標準殘差P-P圖顯示標準殘差符合正態(tài)分布，標準化預(yù)測值與其學(xué)生化殘差散點圖中絕大部分觀測值隨機地落在垂直圍繞±2的范圍內(nèi)，說明回歸方程滿足線性與方差齊性的假設(shè)且擬合效果較好。

圖1 TP、Chl-a與MEI的關(guān)系Fig.1 Scatter plots of TP and Chl-a against MEI

表7 推斷TP、Chl-a濃度的MEI模型Table 7 Equations predicting TP and Chl-a reference concentrations using MEI as independent predictor

由于用于建模的參照湖泊平均水深28.5 m(±27.1 m，最小值7.3 m，最大值95 m)，推測 TP和Chl-a濃度時，只對平均水深大于6 m的湖泊進行計算〔平均湖深取平均值23.4 m，電導(dǎo)率取平均值277.9 μS/cm(中值 263.5 μS/cm)〕，得 TP 濃度為0.01 mg/L，Chl-a 濃度為3.2 mg/m3。

2.5 回歸分析法建立Chl-a濃度參照狀態(tài)

Chl-a濃度與TP和TN濃度分別具有顯著相關(guān)性(圖2)，利用湖區(qū)內(nèi)各湖泊的年均值建立了預(yù)測Chl-a濃度的三個經(jīng)驗?zāi)Ｐ?表8)。模型的P值均小于0.001，標準殘差P-P圖顯示標準殘差符合正態(tài)分布，標準化預(yù)測值與其學(xué)生化殘差散點圖中絕大部分觀測值隨機地落在垂直圍繞±2的范圍內(nèi)，說明回歸方程滿足線性與方差齊性的假設(shè)且擬合效果良好。

通過TP和TN濃度的參照狀態(tài)推斷Chl-a濃度參照狀態(tài)時，TP濃度取上述幾種方法得出的0.01 mg/L，TN濃度暫取參照湖泊法75%點位對應(yīng)值(0.18 mg/L)。結(jié)果顯示，運用TP單一指標推測的Chl-a值最大，采用TN單一指標推測的Chl-a值最小，TP和TN共同推測的Chl-a值居中(2.0 mg/m3)，且R2最大(表8)。

圖2 Chl-a與TP、TN的關(guān)系Fig.2 Scatter plots of Chl-a against TP and TN

表8 推斷Chl-a濃度的模型Table 8 Equations predicting Chl-a reference concentrations using nutrients as independent predictors

3 討論

歐洲的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，海拔對湖泊TP和Chl-a具有重要影響，海拔較低處湖泊受干擾程度略大于高海拔處的湖泊，并將200與800 m作為分類邊界［10］。而我國云貴高原湖區(qū)內(nèi)湖泊海拔均超過1000 m，在此基礎(chǔ)上存在的差異將對湖泊營養(yǎng)物和Chl-a幾乎不產(chǎn)生影響。相關(guān)性分析表明(表9)，除水溫和總硬度外，其余各項指標與海拔均無顯著關(guān)系;營養(yǎng)物、Chl-a與湖泊面積、硬度、水溫等沒有顯著關(guān)系;由于湖區(qū)水溫相差不大(年平均水溫14～19℃)，對水質(zhì)指標影響較小(R=0.1～0.3)。各湖泊 TN∶TP 主要在21∶1 ～33∶1 范圍內(nèi)(均值和中值分別為25∶1和27∶1)，表明藻類生物量主要受磷限制。根據(jù)SD、TP和Chl-a分別計算出的各項營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)(TSI)顯示，大多數(shù)湖泊TSI(SD)相對較高，TSI(TP)或TSI(Chl-a)較低，表明磷限制藻類生物量，繼而影響透明度，透明度同時受光線變暗影響［33-35］。因此，筆者對云貴湖區(qū)湖泊不予分類。

表9 相關(guān)性分析Table 9 Correlations between enrichment measures and physical variables

參照湖泊法、群體分布法和三分法等描述統(tǒng)計方法的主要假設(shè)是湖泊群體中至少含有一些高質(zhì)量的湖泊，利用監(jiān)測站點的原始數(shù)據(jù)來建立參照狀態(tài)最為合適［36］。但是由于利用百分數(shù)劃定，結(jié)果受到樣本大小的影響(即樣本的大小會影響這些值在湖泊中真實分布的代表性程度)。其中參照湖泊法在實際應(yīng)用過程中的關(guān)鍵是如何量化、界定和選擇生態(tài)分區(qū)內(nèi)的參照湖泊。如果一個地區(qū)的所有湖泊都明顯地受到污染，不易找到合適的參照湖泊，在這種情況下，采用群體分布法作為替代。如果許多湖泊的監(jiān)測資料不齊全或無法獲得，為描述統(tǒng)計帶來極大困難，需要借助模型等其他方法來確定湖泊營養(yǎng)物的參照狀態(tài)。

統(tǒng)計模型的結(jié)果會受到數(shù)據(jù)庫中一些偏差影響。如MEI模型的主要基本假設(shè)是在未受損湖泊中TP和Chl-a年均濃度與MEI指數(shù)有聯(lián)系(即磷濃度近似等于自然本底濃度)，如果參照湖泊識別有誤，MEI指數(shù)準確度將大大降低。

因此，用不同方法互相驗證非常重要，以確保估計值更為可信?？偟膩碚f，各方法建立的參照狀態(tài)結(jié)果基本一致(表10)，TP濃度均為0.01 mg/L，Chl-a濃度除三分法略低和MEI模型推斷值較高外，多集中于2.0 mg/m3上下。

為驗證所建參照狀態(tài)的真實性，對云貴湖區(qū)內(nèi)湖泊及其周邊生態(tài)保持完好的撫仙湖與瀘沽湖1988—2008年的TP濃度數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計(圖3)，發(fā)現(xiàn)TP濃度已連續(xù)多年保持穩(wěn)定，大多低于0.01 mg/L，最高不超過0.02 mg/L。可見，將TP的參照狀態(tài)確定為0.01 mg/L是合適的。Vollenweider等［37-38］將磷濃度為10 μg/L作為劃分貧營養(yǎng)型和中營養(yǎng)型湖泊的邊界，據(jù)此判斷云貴湖區(qū)的營養(yǎng)物的參照狀態(tài)為貧營養(yǎng)狀態(tài)或中營養(yǎng)狀態(tài)的下限。

圖3 撫仙湖和瀘沽湖歷年TP濃度Fig.3 TP concentrations of Fuxian Lake and Lugu Lake in recent two decades

經(jīng)計算，根據(jù)TP濃度(0.01 mg/L)和Chl-a濃度(2.0 mg/m3)所得的Carlson營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)［39］相等〔TSI(TP)=TSI(Chl-a)=37〕，可見將該 Chl-a濃度確定為參照狀態(tài)是合適的，這與歐洲部分區(qū)域湖泊營養(yǎng)物參照狀態(tài)近似［9，11］。在國際公認的湖泊富營養(yǎng)化發(fā)生程度分級中，貧營養(yǎng)和中營養(yǎng)的邊界是Chl-a 濃度為 2.5 mg/m3［28］，據(jù)此判斷云貴湖區(qū)參照狀態(tài)為貧營養(yǎng)狀態(tài)。

以下因素會影響所建參照狀態(tài)的真實性:湖泊樣本量的多少和數(shù)據(jù)在地理上的覆蓋，即具有調(diào)查和監(jiān)測記錄的湖泊是有限的;由于某些客觀原因，數(shù)據(jù)記錄的數(shù)量存在一定差異;參照湖泊數(shù)量不足或選擇參照湖泊時存在一定偏差;此外，湖泊固有的異質(zhì)性和湖泊類型會在一定程度上影響不同方法結(jié)果的一致性(如電導(dǎo)率越大、深度越淺的湖泊，營養(yǎng)物濃度越大)。

4 結(jié)論

通過對調(diào)查數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析和構(gòu)建回歸模型，得出云貴高原湖區(qū)湖泊TP和Chl-a濃度的參照狀態(tài)。各方法得到的結(jié)果基本一致，基于頻率分析的參照湖泊法和群體分布法準確有效，利用MEI模型和一般的經(jīng)驗?zāi)Ｐ途尚小榇_保建立的湖泊營養(yǎng)物參照狀態(tài)的真實性和可信性，需合理選擇參照湖泊和設(shè)定參照狀態(tài)邊界，并采用不同方法進行互相映證。在數(shù)據(jù)收集相對充分的前提下，推薦描述統(tǒng)計與推斷統(tǒng)計方法相結(jié)合，將各方法得出的共同值或范圍作為參照狀態(tài)。最終推薦云貴湖區(qū)TP和Chl-a濃度的參照狀態(tài)為0.01 mg/L和2 mg/m3，表明在無人類干擾的條件下該湖區(qū)湖泊營養(yǎng)狀態(tài)處于貧營養(yǎng)狀態(tài)或中營養(yǎng)狀態(tài)的下限。

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