城鎮(zhèn)化流域“源-匯”景觀格局對河流氮磷空間分異的影響
——以天津于橋水庫流域為例

張亞娟,李崇巍,*,胡蓓蓓,謝慧君,宋愛云

1 天津師范大學城市與環(huán)境科學學院, 天津 300387 2 濱州學院山東省黃河三角州生態(tài)環(huán)境重點實驗室, 濱州 256603

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城鎮(zhèn)化流域“源-匯”景觀格局對河流氮磷空間分異的影響
——以天津于橋水庫流域為例

張亞娟1,李崇巍1,*,胡蓓蓓1,謝慧君1,宋愛云2

1 天津師范大學城市與環(huán)境科學學院, 天津 300387 2 濱州學院山東省黃河三角州生態(tài)環(huán)境重點實驗室, 濱州 256603

景觀格局；景觀空間負荷對比指數(shù)；城鎮(zhèn)化流域；非點源污染

隨著社會經濟的快速發(fā)展,流域城鎮(zhèn)化的趨勢加快[1- 3],人為活動加劇引發(fā)了諸多的河流生態(tài)環(huán)境問題[4- 5]。各種點源、非點源污染物以不同的方式隨水體在各類型景觀中遷移轉化,導致流域景觀組成、空間格局、不同空間尺度對河流水質均有影響[6- 7]。景觀組成和空間結構指數(shù)缺乏一定的生態(tài)學意義,而基于“源-匯”過程的景觀空間負荷對比指數(shù)(LWLI),融合了景觀空間結構和景觀性質,可以定量評價景觀格局對污染過程的影響[8],該指數(shù)已在長江流域[9]、海河流域[10]和太湖流域[11]等多個流域進行了驗證與應用。近幾年來,該方法應用更加深入,結合不同區(qū)域特點,將柵格化LWLI應用于河口區(qū)域[12- 13],將基于景觀坡度指數(shù)和水文響應單元的空間負荷對比指數(shù)應用于水土侵蝕區(qū)域[14]。目前,城鎮(zhèn)化引發(fā)的污染形式多樣,且隨機性、復雜性、不確定性更強,而單純的對流域農業(yè)面源污染引發(fā)的水體污染進行分析已不能滿足解決城市化帶來的水環(huán)境惡化問題,對城鎮(zhèn)化流域景觀格局與水體污染關系的研究已成為近年來關注的焦點[15-17]。

流域景觀格局具有高度的空間變異性和空間關聯(lián)性,而水體污染物的空間異質性與之密切相關。景觀格局特征的空間自相關分析,可以揭示景觀格局空間聚集特征,有助于理解污染物的空間分布特征[18]。目前,景觀格局與水質關系的研究多采用模型研究和數(shù)理統(tǒng)計分析方法,基于生態(tài)水文過程的模型機理性強,模型結構較為復雜,研究需要大量基礎空間數(shù)據(jù)和長時間序列的監(jiān)測數(shù)據(jù)[19-20]。而時間尺度較短的監(jiān)測研究多采用相關分析、回歸分析等數(shù)理統(tǒng)計方法來探討景觀格局與水體污染的關系。由于流域污染物具有復雜性和空間異質性,景觀格局與流域水質存在一定的不確定性。近年來,結合多元線性回歸分析、典范對應分析和冗余分析等研究多變量關系的方法,對影響水質的多因素關系進行了較為深入的研究[21-22]。

于橋水庫是引灤入津工程中的重要調蓄水庫,其水環(huán)境狀況直接影響著天津市工農業(yè)用水和生活飲用水。近年來流域城鎮(zhèn)化趨勢明顯,居民建設用地從1984年的11.7%增加到2013年的18.1%,城鎮(zhèn)居民點空間異質性顯著增加,由平原向山區(qū)擴展明顯[23]；流域的污染形式更為復雜,氮、磷等營養(yǎng)鹽嚴重富集,藍藻水華頻繁暴發(fā),這對天津市飲用水源地的安全構成了威脅[24]。對該流域水環(huán)境的相關研究從20世紀80年代一直延續(xù)至今,過去對流域中小尺度的研究較多,而對整個流域尺度的研究相對較少。陳利頂?shù)萚25]在本流域研究中應用“源-匯”景觀格局理論,對流域農業(yè)面源污染進行了系統(tǒng)的研究,而對流域城鎮(zhèn)化背景下,“源-匯”格局特征與流域水質空間耦合關系的研究相對較少[26]。

總之,流域城鎮(zhèn)化過程中,河流水體污染的復雜不確定性更強。在多空間尺度上,揭示“源-匯”景觀格局與河流水質空間異質關系,對流域景觀格局優(yōu)化具有重要意義。本研究選取于橋水庫流域為研究區(qū),基于3年來流域實地監(jiān)測數(shù)據(jù),采用空間分析及冗余分析的方法,探討城鎮(zhèn)化流域平水期與豐水期景觀格局特征對水質的影響,為于橋水庫流域的水環(huán)境保護與管理提供科學依據(jù)。

1 研究區(qū)域

于橋水庫流域(39°56′—40°23′N,117°26′—118°12′E)總面積約2060km2,位于天津市北部薊縣城東4km處,其中約80%位于河北省遵化市地區(qū)。地形地勢從東北向西南呈階梯下降,西北部是山區(qū),中部為平原,南部為丘陵和低山區(qū)。流域屬溫帶大陸季風型半濕潤氣候區(qū),年平均降水量在700 mm以上[24]。匯入該流域的主要河流有沙河、淋河和黎河。流域附近廣泛分布著村鎮(zhèn),產生的各種污染物直接或間接影響著流域的水質。為了能全面的反映流域內水環(huán)境特征,本研究在全流域內劃分出33個子流域開展水質監(jiān)測與采樣分析(圖1)。

圖1 于橋水庫流域地理位置及采樣點分布Fig.1 Geographical position and sampling points in the Yuqiao Reservoir watershed

2 研究方法

2.1 土地利用類型的劃分

利用2013年8月美國陸地衛(wèi)星Landsat8遙感影像解譯獲得于橋水庫流域土地利用數(shù)據(jù),在ENVI 5.1支持下對其進行大氣輻射校正、幾何校正等預處理,對解譯結果進行實地調查校正,解譯精度為87%,將流域土地利用類型劃分為水體、林地、城鎮(zhèn)居民用地、園地、裸地和耕地6種類型[26]。

2.2 水樣點設置與測定

表1 水質數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

2.3 景觀格局指數(shù)的獲取

基于研究區(qū)的實際情況及景觀指數(shù)的生態(tài)學意義,本研究選取景觀多樣性指數(shù)(SHDI)、斑塊密度(PD)、面積加權分形維數(shù)(area-weighted mean patch fractal dimension, AWMPFD)和最大斑塊指數(shù)(LPI)與水質相關性較高的景觀指數(shù),用以表征流域景觀格局特征[31-32]。其中AWMPFD反映人類活動對景觀格局的影響程度,LPI是斑塊聚集程度及優(yōu)勢景觀類型的指數(shù),而PD及SHDI都是景觀破碎化和豐富程度的指數(shù)。采用Fragstats 4.2軟件計算各種景觀格局特征指數(shù)。

陳利頂、傅伯杰等[33- 34]在“源-匯”景觀理論的基礎上,借用洛倫茲曲線提出了源匯景觀空間負荷對比指數(shù),來定量描述景觀空間格局與非點源污染之間的過程。根據(jù)前人的研究[10,29],結合土壤侵蝕通用方程中的植被覆蓋與管理因子(C值),對其“源”和“匯”的貢獻權重進行了賦值。各土地利用類型賦值依次為林地(0.8)、耕地(0.4)、城鎮(zhèn)居民用地(1.0)、園地(0.4)、裸地(0.5)?；诼鍌惼澢€的景觀空間負荷對比指數(shù)模型如下：

(1)

LWLI=LWLI′distance×LWLI′elevation÷LWLIslope

(2)

式中,LWLI代表綜合的景觀空間負荷對比指數(shù),Asourcei和Asourcej分別指第i種“源”景觀和第j種“匯”景觀面積累積曲線組成的不規(guī)則三邊形面積,Wi和Wj指“源”景觀和“匯”景觀類型的權重[10],APi和APj指第i種源景觀和第j種匯景觀類型的面積百分比,m和n分別為“源”景觀和“匯”景觀類型的總數(shù)目。

2.4 統(tǒng)計分析

水質數(shù)據(jù)為2013、2014和2015年每年5—10月份于橋水庫流域的監(jiān)測數(shù)據(jù),分別選取每年豐水期和平水期各監(jiān)測點數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。利用ArcGIS 10.2空間統(tǒng)計工具模塊,對研究區(qū)源匯景觀空間負荷對比指數(shù)(LWLI)進行空間自相關(Moran′sI)和聚類空間關聯(lián)性(Anselin Local Moran′sI))分析[18]；子流域“源-匯”景觀特征指數(shù)與子流域水質數(shù)據(jù)采用Spearman秩相關性分析在SPSS17.0中完成；逐步回歸分析用來確定最能解釋單個河流水質變量的環(huán)境或景觀變量因子；CANOCO 4.5軟件進行冗余分析(Redundancy analysia, RDA),用以揭示單個景觀變量對河流水質變化的貢獻。

3 研究結果

3.1 于橋水庫子流域景觀格局分析

33個子流域內景觀類型的構成(圖2)按照“源”型景觀類型進行面積比例排列。流域內耕地和城鎮(zhèn)居民用地面積比分別為7.9%和17%,“匯”型景觀中林地面積占流域總面積的33.5%。城鎮(zhèn)居民用地在各個子流域中均有分布,城鎮(zhèn)居民用地所占子流域面積比例在0.1%—56.4%,中下游地區(qū)城鎮(zhèn)居民用地高于上游地區(qū),城鎮(zhèn)居民用地的面積百分比在中下游子流域平均值達34.6%,個別子流域超過56%。受人為因素影響,耕地主要分布在中下游地區(qū),占子流域面積比例平均值為4.6%。城鎮(zhèn)居民用地和耕地所占面積比例從上游到下游逐漸增大,整個流域從上游到下游呈現(xiàn)“匯”景觀減小,“源”景觀增大的趨勢。

城鎮(zhèn)居民用地分布廣泛且空間聚集特征明顯,上游地區(qū)以林地和園地為主要土地利用類型,雖然城鎮(zhèn)居民用地面積比例低,但分布范圍很廣泛,如地勢較為陡峭,海拔高度為700多米的四撥子仍然分布有居民地。城鎮(zhèn)居民用地分布主要集中于中下游遵化市周邊。15號流域包含遵化市區(qū),其城鎮(zhèn)化面積比最大,為56.4%,其次為16、12、17、8和5號流域,主要分布在遵化市周邊地區(qū)。林地面積比例最大的流域為27號,其次為33、20、31、26、32和21號流域,分布在上游流域主要集中于清東陵等山區(qū)。

圖2 各子流域景觀類型構成Fig.2 Composition of landscape types in different watersheds

3.2 流域景觀空間負荷對比指數(shù)空間關聯(lián)性及其與流域氮磷空間分布的相關性

空間自相關分析是一系列空間數(shù)據(jù)分析方法和技術的集合[18],對LWLI進行空間自相關性分析,可揭示LWLI的空間集聚特征與流域“源-匯”景觀格局及流域城鎮(zhèn)化的空間分布的內在聯(lián)系,而流域城鎮(zhèn)居民用地和匯景觀的分布與河流水質關系密切。首先使用全局 Moran′sI指數(shù)用于驗證整個研究區(qū)域LWLI的空間相關關系,LWLI全局Moran′sI的值為0.637,P<0.01,表明研究區(qū)域LWLI存在較強的正相關情況,其空間分布存在一定的內在聯(lián)系,即LWLI在空間上存在趨于集群的現(xiàn)象。

全局空間自相關指標可以檢驗整個區(qū)域某一要素的空間分布模式,但全局Moran′sI不能用來測度相鄰區(qū)域之間要素或屬性的空間關聯(lián)模式,因此需要討論局部子流域LWLI的相關程度。為此,本文進一步對子流域LWLI進行局部空間關聯(lián)格局分析,得出 LWLI集聚圖(圖3),高-高和低-低聚集模式的區(qū)域代表具有顯著的空間自相關性。位于高-高聚集模式的區(qū)域主要集中在中部遵化市周邊的15西留村、16張七各莊村、12水平口、8鄂莊子村、5東雙城村和11堡子店,這些子流域的城鎮(zhèn)居民用地面積比分別為56.4%、50.2%、43.7%、38.5%、31.2%、11.9%和6.8%,均屬于“源”型景觀起主導作用城鎮(zhèn)化較為突出的區(qū)域,LWLI高-高區(qū)域與城鎮(zhèn)化集中區(qū)域具有一致性,表明LWLI能較好地反映流域城鎮(zhèn)化趨勢。低-低聚集模式主要分布在西北部地區(qū)淋河流域的28大鹿圈、20金山子村、31后龍臺、26小溪、21四撥子和32二撥子流域,主要以灌草地和林地為主,居民建設用地僅有0.08%、0.21%、0.25%、0.38%、0.44%和0.83%,林地占79.5%—92.5%,人為干擾較少,“匯”型景觀在流域內起主導作用。LWLI的空間分布與流域“源-匯”景觀格局形成對應關系,在空間分布上與城鎮(zhèn)化集中區(qū)域具有一致性。

圖3 源匯景觀空間負荷對比指數(shù)局部空間自相關圖Fig.3 The LWLI of local spatial autocorrelation in the Yuqiao Reservoir watershed

表2 LWLI與水質指標之間的Spearman相關性分析

**表示P<0.01；LWLI：景觀空間負荷對比指數(shù)

3.3 水質變化的主導景觀變量辨析

為了更直觀反應景觀特征指數(shù)與水質指標之間的關系,選取RDA線性模型,以33個檢測點的水質數(shù)據(jù)和10個景觀特征指數(shù)為樣本對其進行冗余分析(圖4)。當景觀特征指數(shù)與水質指標之間的箭頭夾角小于90度,兩者之間為正相關；夾角等于90度,兩者不相關；夾角大于90度,兩者之間為負相關。由RDA排序圖可看出,豐水期與平水期水質指標與城鎮(zhèn)居民用地比例(Red%)、裸地比例(Bar%)、園地比例(Ord%)、耕地比例(Cul%)、斑塊密度(PD)、景觀多樣性指數(shù)(SHDI)和面積加權分形維數(shù)(AWMPFD)呈正相關,與林地比例(For%)、最大斑塊指數(shù)(LPI)呈負相關。另外,箭頭的長度反應該景觀特征指數(shù)對水質指標的影響程度,箭頭越長影響程度越大,可看出土地利用類型中Red%和For%對水質指標的影響最為顯著,與Bar%和Cul%的相關性并不顯著。

For%、Ord%、LPI、AWMPFD與上游地區(qū)的子流域主要分布在第二排序軸的左側,結合子流域景觀類型構成可知,這些子流域林地面積百分比相對較高,受人為干擾較小。分布在排序圖右側的子流域主要受SHDI、PD、Red%、Bar%、Cul%的影響。結合子流域景觀類型構成分析,這些子流域城鎮(zhèn)居民用地面積比例較高,且景觀破碎化嚴重,人為干擾強烈,其中15、8、16、12、5和11號子流域對氮、磷影響較大,這與城鎮(zhèn)居民用地面積百分比大小具有一致性,表明城鎮(zhèn)居民用地是流域水質污染的重要貢獻源。

圖4 不同水期的RDA排序Fig.4 RDA ordination in different water periods

4 討論

4.1 景觀特征指數(shù)與水質之間的關系

許多研究表明城鎮(zhèn)居民用地是水質退化最主要的貢獻源,森林能夠有效控制水體中污染物的濃度[2,27-28],本研究中RDA排序圖直觀展示了平水期與豐水期城鎮(zhèn)居民用地與水質指標之間的相關性均為最高,由逐步回歸分析和Spearman相關分析可知,林地與水質指標呈顯著負相關,說明“匯”景觀對水體的凈化功能較強,即水質較好的流域具有較高的森林覆蓋率和較低的城鎮(zhèn)化水平。由于城鎮(zhèn)居民用地遍及所有的子流域,居民生活區(qū)的污染物經不透水面排入河道更為便捷,加劇了水質的惡化。位于流域中下游地區(qū)的遵化市周邊城鎮(zhèn)居民用地面積比例較大,河道水質相對較差,城鎮(zhèn)化較高,人為干擾嚴重,除企業(yè)排污及礦業(yè)廢水等點源污染外,居民生活污水及家禽養(yǎng)殖對流域面源污染貢獻較大。

表3 景觀特征指數(shù)與水質指標之間的逐步回歸分析

For%：林地比例forest percent；Red%：城鎮(zhèn)居民用地比例residential percent；Ord%：園地比例Orchard percent；SHDI：景觀多樣性指數(shù)shannon′s diversity index

由RDA排序結果可知,斑塊密度(PD)、景觀多樣性指數(shù)(SHDI)和面積加權分形維數(shù)(AWMPFD)與水質指標呈正相關,PD、AWMPFD和SHID的增高意味著景觀的破碎化程度越高,受人類干擾強度越大,越不利于控制污染物的遷移和轉化；最大斑塊指數(shù)(LPI)與水質指標呈負相關,高的LPI意味著受人類干擾強度越小,水質往往較好；城鎮(zhèn)化引發(fā)的污染隨機性、復雜性、不確定性更強,水體中的污染物輸出只能被少數(shù)景觀指數(shù)解釋,甚至有些水質指標與景觀格局指數(shù)之間的關系無法被合理解釋．多數(shù)景觀指數(shù)是對景觀格局幾何特征的描述和分析,忽略了對景觀格局特征的內涵理解[36]。在“源-匯”理論基礎上建立的LWLI,能夠較好的融合景觀類型、面積、空間位置和地形特征[8],在本研究中和氮磷指標有顯著的相關性,有效地刻畫水體污染的空間異質性。因此,適宜的景觀格局指數(shù)能有效說明流域水質的空間分布特征。

4.2 LWLI與水質之間的關系

在逐步回歸分析中,LWLI均為解釋變量,表明LWLI能有效地反映氮、磷輸出特征,結合Spearman相關性分析結果(表1),表明LWLI與流域氮、磷空間分布存在極顯著的相關性,這與已有研究結果是相似的[9- 10]。本研究中(LWLI)與流域氮、磷的相關性要高于其他景觀特征指數(shù),這與孫然好等[10]和李晶等[14]的觀點相同。LWLI指數(shù)是基于高程、坡度、距離和景觀類型的綜合指標[10],較好地融合了景觀組成結構、空間結構和景觀性質,可以定量評價水體的污染程度。從平水期到豐水期LWLI與磷污染相關性增加,而與氮污染相關性較低,可能由于LWLI中體現(xiàn)了地形因素的影響,河流中水質的空間分布與地形因素密切相關,研究表明強降雨作用下,地勢較高將引發(fā)較高的侵蝕率,使得土壤中顆粒態(tài)的磷大量的流入河流中,同時流域內園地施加的磷肥在豐水期也會被雨水沖出進入河道,導致河流中的磷濃度增加。LWLI涵蓋地形因子和景觀類型因子,在汛期LWLI能更好的解釋磷污染的狀況。氮含量與人為因素密切相關,降水較少的情況下,居民生活區(qū)是氮輸出的主要形式[36],本流域內城鎮(zhèn)居民用地遍布所有子流域,同時城鎮(zhèn)居民用地與水質指標之間的相關性最顯著。由于LWLI考慮了景觀類型和匯水口距離的影響,因此,在平水期相對傳統(tǒng)景觀指數(shù),LWLI能更好地解釋氮的輸出。

5 結論

(1)整個流域從上游到下游呈現(xiàn)“匯”景觀減小,“源”景觀增大的趨勢。城鎮(zhèn)居民用地主要分布在中下游地區(qū)遵化市周邊,城鎮(zhèn)居民用地的面積百分比在中下游子流域平均值達34.6%,個別子流域超過56%。城鎮(zhèn)用地和耕地所占面積比從上游到下游逐漸增大,林地所占面積比例呈現(xiàn)相反的趨勢。

(2)LWLI全局Moran′sI的值為0.637,P<0.01,在空間上存在趨于集群的現(xiàn)象。高-高聚集模式的區(qū)域主要集中在中部遵化市區(qū)周邊,這與城鎮(zhèn)居民點主要集中分布于遵化市周邊一致。低-低聚集模式主要分布在流域上游西北部地區(qū),而林地等“匯”型景觀也主要集中在清東陵等山區(qū)。

在流域城鎮(zhèn)化發(fā)展中,城鎮(zhèn)居民用地分布廣泛,源匯景觀破碎化程度較高。建議優(yōu)化流域“源-匯”景觀格局?？刂啤霸础本坝^的排放,提高村鎮(zhèn)景觀的連通性,有利于污水和垃圾的收集和處理；優(yōu)化農林格局,推廣生態(tài)農業(yè),減少化肥農藥的使用。同時,提高“匯”景觀的調節(jié)功能,退耕還林,降低高山區(qū)林地的景觀破碎化；流域下游應增加林地、草地的斑塊,可以改善水質優(yōu)化環(huán)境。

[1] Xian G, Crane M, Su J S. An analysis of urban development and its environmental impact on the Tampa Bay watershed. Journal of Environmental Management, 2007, 85(4): 965- 976.

[2] Evans D M, Schoenholtz S H, Wigington Jr P J, Griffith S M, Floyd W C. Spatial and temporal patterns of dissolved nitrogen and phosphorus in surface waters of a multil and use basin. Environmental Monitoring and Assessment, 2014, 186(2): 873- 887.

[3] 李靜芝, 朱翔, 李景保, 徐美. 洞庭湖區(qū)城鎮(zhèn)化進程與水資源利用的關系. 應用生態(tài)學報, 2013, 24(6): 1677- 1685.

[4] Shen Z Y, Houa X S, Li W, Aini G, Chen L, Gong Y W. Impact of landscape pattern at multiple spatial scales on water quality: A case study in a typical urbanised watershed in China. Ecological Indicators, 2015, 48: 417- 427.

[5] Sun R H, Chen L D, Chen W L, Ji Y H. Effect of Land-Use Patterns on Total Nitrogen Concentration in the Upstream Regions of the Haihe River Basin, China. Environmental Management, 2013, 51(1): 45- 58.

[6] Bu H M, Meng W, Zhang Y, Wan J. Relationships between land use patterns and water quality in the Taizi River basin, China. Ecological Indicators, 2014, 41: 187- 197.

[7] 李艷利, 李艷粉, 徐宗學, 關中美. 渾太河上游流域河岸緩沖區(qū)景觀格局對水質的影響. 生態(tài)與農村環(huán)境學報, 2015, 31(1): 59- 68.

[8] 陳利頂, 李秀珍, 傅伯杰, 肖篤寧, 趙文武. 中國景觀生態(tài)學發(fā)展歷程與未來研究重點. 生態(tài)學報, 2014, 34(12): 3129- 3141.

[9] 劉芳, 沈珍瑤, 劉瑞民. 基于“源-匯”生態(tài)過程的長江上游農業(yè)非點源污染. 生態(tài)學報, 2009, 29(6): 3271- 3277.

[10] 孫然好, 陳利頂, 王偉, 王趙明. 基于“源”“匯”景觀格局指數(shù)的海河流域總氮流失評價. 環(huán)境科學, 2012, 33(6): 1784- 1788.

[11] 王瑛, 張建鋒, 陳光才, 單奇華, 李澤波, 徐永輝, 陳云. 太湖流域典型入湖港口景觀格局對河流水質的影響. 生態(tài)學報, 2012, 32(20): 6422- 6430.

[12] Jiang M Z, Chen H Y, Chen Q H. A method to analyze “source-sink” structure of non-point source pollution based on remote sensing technology. Environmental Pollution, 2013, 182: 135- 140.

[13] Jiang M Z, Chen H Y, Chen Q H, Wu H Y. Study of landscape of patterns variation and optimization based on non-point source pollution control in an estuary. Marine Pollution Bulletin, 2014, 87(1/2): 88- 97.

[14] Li J, Zhou Z X. Coupled analysis on landscape pattern and hydrological processes in Yanhe watershed of China. Science of the Total Environment, 2015, 505: 927-938.

[15] 馮源嵩, 林陶, 楊慶媛. 百花湖周邊城市近郊小流域氮、磷輸出時空特征. 環(huán)境科學, 2014, 35(12): 4537- 4543.

[16] 李昆, 王玲, 李兆華, 王祥榮, 陳紅兵, 吳忠, 朱鵬. 豐水期洪湖水質空間變異特征及驅動力分析. 環(huán)境科學, 2015, 36(4): 1285- 1292.

[17] Shen Z Y, Hou X S, Li W, Aini G. Relating landscape characteristics to non-point source pollution in atypical urbanized watershed in the municipality of Beijing. Landscape and Urban Planning, 2014, 123: 96-107.

[18] 孫才志, 閆曉露, 鐘敬秋. 下遼河平原景觀格局脆弱性及空間關聯(lián)格局. 生態(tài)學報, 2014, 34(2): 247- 257.

[19] Chiang L C, Yuan Y P, Mehaffey M, Jackson M, Chaubey I. Assessing SWAT′s performance in the Kaskaskia River watershed as influenced by the number of calibration stations used. Hydrological Processes, 2014, 28 (3): 676-687.

[20] Ouyang W, Song K Y, Wang X L, Hao F H. Non-point source pollution dynamics under long-term agricultural development and relationship with landscape dynamics. Ecological Indicators, 2014, 45: 579- 589.

[21] 趙鵬, 夏北成, 秦建橋, 趙華榮. 流域景觀格局與河流水質的多變量相關分析. 生態(tài)學報, 2012, 32(8): 2331- 2341.

[22] 劉麗娟, 李小玉, 何興元. 流域尺度上的景觀格局與河流水質關系研究進展. 生態(tài)學報, 2011, 31(19): 5460- 5465.

[23] 陳萍, 李崇巍, 王中良, 孟偉慶, 包姍姍, 謝慧君. 天津于橋水庫流域典型景觀類型時空演變分析. 生態(tài)學雜志, 2015, 34(1): 227- 236.

[24] 徐媛, 謝汝芹, 盧蔚, 王玉秋. 于橋水庫富營養(yǎng)化評價及空間分布特征研究. 水資源與水工程學報, 2014, 25(1): 1- 6.

[25] 陳利頂, 傅伯杰, 張淑榮, 丘君, 郭旭東, 楊福林. 異質景觀中非點源污染動態(tài)變化比較研究. 生態(tài)學報, 2002, 22(6): 808- 816.

[26] 包姍姍, 李崇巍, 王祖?zhèn)? 陳萍, 郭繼發(fā). 天津于橋水庫流域水體氮磷空間分異與景觀格局的關系. 農業(yè)環(huán)境科學學報, 2014, 33(8): 1609- 1616.

[27] 王瓊, 姜德娟, 于靖, 張華. 小清河流域氮磷時空特征及影響因素的空間與多元統(tǒng)計分析. 生態(tài)與農村環(huán)境學報, 2015, 31(2): 137- 145.

[28] 王歡, 袁旭音, 陳海龍, 許海燕, 李正陽. 太湖流域上游西苕溪支流的營養(yǎng)狀態(tài)特征及成因分析. 湖泊科學, 2015, 27(2): 208- 215.

[29] Chen L D, Tian H Y, Fu B J, Zhao X F. Development of a New Index for Integrating Landscape Patterns with Ecological Processes at Watershed Scale. Chinese Geographical Science, 2009, 19(1): 37- 45.

[30] 國家環(huán)境保護總局. 水和廢水監(jiān)測分析方法(第四版). 北京: 中國環(huán)境科學出版社, 2002.

[31] 焦勝, 楊娜, 彭楷, 郭諶達, 李振民, 周懷宇. 溈水流域土地景觀格局對河流水質的影響. 地理研究, 2014, 33(12): 2263- 2274.

[32] 歐洋, 王曉燕, 耿潤哲. 密云水庫上游流域不同尺度景觀特征對水質的影響. 環(huán)境科學學報, 2012, 32(5): 1219- 1226.

[33] 陳利頂, 傅伯杰, 徐建英, 鞏杰. 基于“源-匯”生態(tài)過程的景觀格局識別方法—景觀空間負荷對比指數(shù). 生態(tài)學報, 2003, 23(11): 2406- 2413．

[34] 陳利頂, 傅伯杰, 趙文武. “源”“匯”景觀理論及其生態(tài)學意義. 生態(tài)學報, 2006, 26(5): 1444- 1449.

[35] 吉冬青, 文雅, 魏建兵, 吳志峰, 劉慶, 程炯. 流溪河流域景觀空間特征與河流水質的關聯(lián)分析. 生態(tài)學報, 2015, 35(2): 246- 253.

[36] 韓黎陽, 黃志霖, 肖文發(fā), 田耀武, 曾立雄, 吳東. 三峽庫區(qū)蘭陵溪小流域土地利用及景觀格局對氮磷輸出的影響. 環(huán)境科學, 2014, 35(3): 1091- 1097.

Impact of a “source-sink” landscape pattern in an urbanized watershed on nitrogen and phosphorus spatial variations in rivers: a case study of Yuqiao Reservoir watershed, Tianjin, China

ZHANG Yajuan1, LI Chongwei1,*, HU Beibei1, XIE Huijun1, SONG Aiyun2

1CollegeofUrbanandEnvironmentalScience,TianjinNormalUniversity,Tianjin300387,China2ShandongProvinceKeyLaboratoryofEco-environmentalScienceforYellowRiverDelta,BinzhouUniversity,Binzhou256603,China

landscape pattern; location-weighted landscape contrast index; urbanized watershed; non-point source pollution

10.5846/stxb201512242566

國家自然科學基金項目(31270510, 41301221)；濱州學院博士基金項目(2014Y02,2014Y14)

2015- 12- 24; 網絡出版日期:2016- 08- 30

張亞娟,李崇巍,胡蓓蓓,謝慧君,宋愛云.城鎮(zhèn)化流域“源-匯”景觀格局對河流氮磷空間分異的影響——以天津于橋水庫流域為例.生態(tài)學報,2017,37(7):2437- 2446.

Zhang Y J, Li C W, Hu B B, Xie H J, Song A Y.Impact of a “source-sink” landscape pattern in an urbanized watershed on nitrogen and phosphorus spatial variations in rivers: a case study of Yuqiao Reservoir watershed, Tianjin, China.Acta Ecologica Sinica,2017,37(7):2437- 2446.

*通訊作者Corresponding author.E-mail: yllcw13@126.com