普者黑巖溶湖泊濕地湖濱帶景觀格局演變對水質(zhì)的影響

郭玉靜,王 妍,* ,劉云根,鄭 毅,張 超,侯 磊

1 西南林業(yè)大學(xué)石漠化研究院,昆明 650224 2 西南林業(yè)大學(xué)生態(tài)與水土保持學(xué)院,昆明 650224 3 西南林業(yè)大學(xué)農(nóng)村污水處理研究所,昆明 650224 4 西南林業(yè)大學(xué)林學(xué)院,昆明 650224

湖濱帶作為陸地和水域生態(tài)系統(tǒng)之間十分重要的過渡與緩沖區(qū)域,是最敏感的濕地生態(tài)系統(tǒng)之一[1]。景觀格局是生態(tài)過程的載體[2],湖濱帶景觀格局是指從微觀到宏觀不同尺度上,構(gòu)成景觀的生態(tài)系統(tǒng)或土地利用/土地覆被類型的形狀、比例和空間配置[3]。湖濱帶景觀格局的變化影響著一系列的生態(tài)和水文過程,如地表徑流、生物地球化學(xué)循環(huán)等,因此河流和湖泊中污染物的數(shù)量隨之發(fā)生變化[4],進而對水質(zhì)產(chǎn)生重要影響。采用土地利用結(jié)構(gòu)和景觀指數(shù)建立與水質(zhì)關(guān)系的研究在國內(nèi)還處于起步階段[5]。當(dāng)前,有關(guān)土地利用/景觀格局指數(shù)的水質(zhì)效應(yīng)的研究也逐漸得到重視[6-7],研究方法主要采用回歸模型[8]、水文模型[9-11]、相關(guān)性分析模型[12]等建立水質(zhì)指標與土地利用結(jié)構(gòu)間的關(guān)系,近些年我國這方面的研究也逐漸得以展開,主要集中在流域景觀格局與水質(zhì)的相關(guān)分析[13- 15]、城市河流土地利用結(jié)構(gòu)對水質(zhì)的影響[16]、濕地水質(zhì)對城市化影響強度的響應(yīng)研究[17-18],研究區(qū)大多為城市、河流、流域和紅樹林濕地的水質(zhì),而巖溶濕地水質(zhì)與湖濱帶景觀格局響應(yīng)的變化研究少見報道。

普者黑巖溶湖泊濕地位于滇東南褶皺帶中山峰叢洼地巖溶區(qū),濕地內(nèi)有孤峰312座,湖泊54個,溶洞83個,其特殊的水文地質(zhì)條件在巖溶湖泊濕地生態(tài)系統(tǒng)中有著很高的研究價值[19]。研究普者黑巖溶湖泊濕地的水質(zhì)污染特征及其與湖濱帶景觀格局演變的響應(yīng)關(guān)系對巖溶濕地的水質(zhì)監(jiān)控具有重要意義。因此,本文以普者黑典型巖溶湖泊濕地為研究區(qū),采用水質(zhì)監(jiān)測與土地利用數(shù)據(jù),運用生態(tài)學(xué)統(tǒng)計分析方法研究普者黑巖溶湖泊濕地湖濱帶景觀格局演變對水質(zhì)的影響,深入探討景觀格局構(gòu)成對濕地水質(zhì)影響的尺度效應(yīng),以期為巖溶湖泊濕地水環(huán)境保護提供科學(xué)依據(jù)和理論參考。

1 研究區(qū)概況

普者黑巖溶湖泊濕地位于滇東南丘北縣境內(nèi)(103°55′—104°13′E,24°05′—24°12′N),距縣城約11km,屬珠江流域西江水系,是由湖泊、孤峰、峰林等構(gòu)成的巖溶濕地復(fù)合生態(tài)系統(tǒng)。研究區(qū)地處云貴高原向桂西平原的斜坡地帶,位于普者黑巖溶盆地,地貌景觀為國內(nèi)罕見的高原喀斯特峰林、峰從、湖群組合,地形平坦,海拔1446—1462m。普者黑巖溶湖泊濕地主要靠擺龍湖和落水洞的巖溶地下水進行補給,其下游進入清水江后流入南盤江,最終匯入珠江。該區(qū)屬于低緯度季風(fēng)氣候,終年溫和濕潤,多年平均氣溫16.4℃,多年平均降雨量1206.8mm。該區(qū)湖濱帶植被類型有云南松樹、石灰山次生常綠林、灌草叢、水生植被和農(nóng)田植被,受人為干擾因素較大。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 遙感數(shù)據(jù)及處理

遙感影像數(shù)據(jù)選用2005、2007、2009、2011年2月份的Landsat-TM影像(分辨率為30m),參照研究區(qū)地形圖和文獻資料等相關(guān)地理數(shù)據(jù)以及野外詳細調(diào)查所建立的判讀標志,由于人類活動對巖溶湖泊濕地的開發(fā)利用強度較大,濕地的面積每年都會有變化,因此選取每隔兩年的影像,依據(jù)《土地利用現(xiàn)狀分類》(GB/T21010—2007),將湖濱帶土地利用類型劃分為農(nóng)業(yè)用地、林地、濕地、建設(shè)用地。在ArcMap 10.1中,以2005、2007、2009、2011年的各監(jiān)測點為中心進行各類緩沖區(qū)操作,生成半徑為100、200、300、400、500m的緩沖區(qū),之后將各緩沖區(qū)與2005、2007、2009、2011年湖濱帶土地利用遙感解譯數(shù)據(jù)進行Clip操作,獲得各緩沖區(qū)的湖濱帶土地利用矢量數(shù)據(jù)(圖1)。

圖1 2005—2011年普者黑巖溶濕地監(jiān)測點位及緩沖區(qū)土地利用圖Fig.1 Puzhehei karst wetland monitoring sites and buffer land use map in 2005—2011

2.2 水質(zhì)數(shù)據(jù)

采用2005、2007、2009、2011年普者黑巖溶湖泊濕地的入口、中部、出口的水質(zhì)數(shù)據(jù)進行分析(各采樣點分別用PZH1,PZH2,PZH3表示)。水質(zhì)監(jiān)測時間為2005年的3月、8月、12月,2007、2009和2011年的3月、7月、11月,分別為每月一次,按平水期、豐水期、枯水期采集。選取具有代表意義的水質(zhì)指標,包括高錳酸鹽、氨氮、TN、TP、COD。水質(zhì)指標測定參照相關(guān)文獻[20]。

2.3 景觀格局指數(shù)選取

根據(jù)研究目的與實際情況,從表征景觀優(yōu)勢度、破碎度和多樣性等景觀意義出發(fā),景觀水平上選擇了8個指數(shù),類型水平上選擇了景觀類型百分比(PLAND)(表1),景觀指數(shù)由基于柵格數(shù)據(jù)的Fragstats 3.4計算獲得。

2.4 統(tǒng)計分析

采用SPSS 19.0分析緩沖區(qū)的土地利用景觀格局指數(shù)與水質(zhì)的相關(guān)性,由于個別景觀類型不滿足正態(tài)分布,采用Spearman秩相關(guān)分析,同時通過對水質(zhì)參數(shù)的除趨勢對應(yīng)分析(DCA)分析和梯度計算,選擇RDA(Redundancy analysis)線性模型進行冗余分析,本文用于分析水質(zhì)指標與景觀指數(shù)的關(guān)系。RDA在CANOCO4.5中進行。

3 結(jié)果與討論

3.1 湖濱帶緩沖區(qū)內(nèi)景觀格局特征

在100、200、300、400、500m緩沖區(qū)內(nèi)的土地利用類型比例如圖2所示,湖濱帶緩沖區(qū)尺度內(nèi),濕地和農(nóng)地是兩種主導(dǎo)的土地利用類型。2005—2011年,隨著緩沖距離的增加,濕地面積比例逐漸減少,由25.71%—80%下降到8.26%—42.89%,農(nóng)地面積比例由20%—74.29%上升到40.02%—79.95%。而林地和建設(shè)用地的比例較少,為非主導(dǎo)土地利用類型。2005—2011年,隨著緩沖距離的增加,林地面積總體呈減少趨勢,建設(shè)用地面積呈增加趨勢。林地面積分布在普者黑巖溶湖泊濕地的中部以及出水口,建設(shè)用地面積分布在普者黑巖溶湖泊濕地中部的400m和500m范圍內(nèi),受湖濱帶周邊景區(qū)開發(fā)、住宅修建等人為活動的干擾,大面積的湖濱帶被侵占成建設(shè)用地。2005—2011年,0—500m范圍內(nèi),蔓延度指數(shù)、香農(nóng)多樣性指數(shù)和斑塊結(jié)合度隨著緩沖距離的增加而呈增加趨勢,斑塊數(shù)、最大斑塊指數(shù)、邊界密度、均勻度指數(shù)、聚集度隨著緩沖距離的增加而呈減小趨勢。

表1 景觀格局指數(shù)的類型、描述及意義[21]

LPI: Largest Patch Index; ED: Edge Density; AWMPFD: Area-weighted Mean Patch Fractal Dimension; CONTAG: Contagion Index; SHEI: Shannon′s Evenness Index; AI: Aggregation Index; SHDI: Shannon′s Diversity Index; COHESION: Patch Cohesion Index; PLAND: Percent of Landscape

圖2 普者黑巖溶濕地土地利用類型特征Fig.2 Puzhehei karst characteristics of land use in wetland圖中a, b, c, d, e 分別表示100, 200, 300, 400, 500m緩沖區(qū)內(nèi)土地利用百分比; PZH1, PZH2,PZH3分別代表普者黑湖泊濕地的入口、中部和出口

3.2 湖濱帶景觀格局與水質(zhì)相關(guān)性分析

3.2.1 監(jiān)測點水質(zhì)指標統(tǒng)計分析

依據(jù)2005—2011年(共4a)普者黑巖溶湖泊濕地平水期、豐水期、枯水期的水環(huán)境質(zhì)量監(jiān)測數(shù)據(jù)可知,水質(zhì)污染風(fēng)險相對較低,但仍然存在超標現(xiàn)象,其主要超標污染物以氮、磷為主。高錳酸鹽指數(shù)、氨氮和COD濃度的均值均滿足國家《地表水環(huán)境質(zhì)量標準》(GB3838—2002)Ⅱ類水標準,TN,TP濃度的均值在平水期和枯水期符合Ⅲ類水標準,在豐水期TN滿足Ⅳ類水,TP劣于Ⅳ類水(以Ⅳ類水質(zhì)標準評價,TP的超標率達30%)。由此可見,普者黑巖溶湖泊濕地遭受氮、磷污染相對嚴重。

表2 水質(zhì)指標描述性統(tǒng)計(n=12)/(mg/L)

COD: 化學(xué)需氧量, Chemical Oxygen Demand; TP: 總磷Total phosphorus; TN: 總氮 Total Nitrogen

3.2.2 水質(zhì)參數(shù)與湖濱帶景觀格局指數(shù)的相關(guān)性分析

景觀格局指數(shù)總體上在平水期與TN呈顯著相關(guān)性,豐水期與高錳酸鹽呈顯著正相關(guān)性,枯水期與氨氮呈顯著相關(guān)性；林地在平水期與TN呈負相關(guān),枯水期與TP呈正相關(guān),濕地在豐水期與TN呈正相關(guān),枯水期與氨氮呈負相關(guān)?？菟谒|(zhì)與土地利用類型和景觀格局指數(shù)的影響大于豐水期,這與Bu Hongmei的研究結(jié)果相悖[22],分析原因可能與普者黑巖溶湖泊濕地的地形有關(guān),普者黑湖泊濕地的河床屬散亂型河床,由天然堤帶、泛濫平原帶和湖泊洼地帶組成。豐水期時降雨量較多,通過地表徑流、土壤侵蝕等作用,濕地中的懸移物質(zhì)如粉砂、粘土等被沖走。可見,豐水期湖濱帶土地利用類型對水質(zhì)的影響不大,而枯水期時粉砂、粘土沉積形成泛濫平原帶,湖濱帶土地利用類型對水質(zhì)有直接的影響。

研究結(jié)果表明,高錳酸鹽在100m緩沖區(qū)內(nèi),與平水期SHEI呈顯著正相關(guān),豐水期SHEI呈顯著負相關(guān)；200m緩沖區(qū)內(nèi),豐水期LPI和枯水期SHEI與高錳酸鹽呈顯著正相關(guān),豐水期SHEI與高錳酸鹽呈顯著負相關(guān)；300m緩沖區(qū)內(nèi),豐水期LPI和AI與高錳酸鹽呈顯著正相關(guān),ED與高錳酸鹽呈顯著負相關(guān)；500m緩沖區(qū)內(nèi),豐水期AI與高錳酸鹽呈顯著正相關(guān)。

表3 景觀格局指數(shù)與水質(zhì)濃度的相關(guān)性 (n=12)

*表示顯著性P<0.05,顯著相關(guān)；**表示顯著性P<0.01,極顯著相關(guān)

湖濱帶緩沖區(qū)內(nèi)農(nóng)地面積較多,地表徑流侵蝕較弱,TP在長時間的徑流運移過程中容易被土壤吸附、植被吸收利用[23],平水期、豐水期以及枯水期農(nóng)業(yè)用地對TP的影響都不顯著,本文只在400m緩沖區(qū)內(nèi),平水期SHEI與TP呈顯著正相關(guān),枯水期林地與TP呈顯著正相關(guān)。

COD與枯水期100m緩沖區(qū)內(nèi)AI呈顯著正相關(guān)關(guān)系,300m緩沖區(qū)內(nèi),濕地在豐水期與COD呈顯著正相關(guān),其余各緩沖區(qū)的景觀指數(shù)在平水期、豐水期以及枯水期對COD的影響都不大。

王鵬等[23]的研究在贛江流域發(fā)現(xiàn)氨氮與土地利用類型的相關(guān)性較弱,相對于TP和COD,帶正電荷的氨氮更容易被土壤顆粒和植被吸收,或在微生物作用下發(fā)生反硝化等作用,使氨氮與景觀指數(shù)和土地利用類型的相關(guān)性較差[23]。在平水期和豐水期,湖濱帶土地利用類型和景觀指數(shù)與氨氮沒有顯著相關(guān)性。而在枯水期,ED、AWMPFD、CONTAG、LPI等指標與氨氮顯著正相關(guān),AI、SHEI以及濕地面積比例與氨氮顯著負相關(guān)。

TN只在平水期時與各緩沖區(qū)的景觀指數(shù)具有相關(guān)性。平水期林地在400m緩沖區(qū)與TN呈顯著負相關(guān)性,表明湖濱帶林地對TN污染物有削減作用?？菟谵r(nóng)地在100m和200m緩沖區(qū)內(nèi)與TN顯著正相關(guān)。Chen[24]在城郊和農(nóng)村地區(qū)的研究結(jié)果表明,農(nóng)業(yè)用地是影響氮磷的主要因子,其污染物主要來自農(nóng)業(yè)地表徑流,體現(xiàn)出農(nóng)地對水質(zhì)的污染。

3.2.3 水質(zhì)參數(shù)與湖濱帶景觀格局指數(shù)的冗余分析

景觀指數(shù)與水質(zhì)參數(shù)冗余分析的排序圖如圖3所示。研究結(jié)果表明,湖濱帶土地利用類型比例及景觀水平上的8個景觀指數(shù)與水質(zhì)指標有著不同程度的相關(guān)性,可以揭示湖濱帶景觀格局演變對巖溶濕地水質(zhì)的影響。

ED反映了景觀的破碎化程度,斑塊的邊緣主導(dǎo)著斑塊之間的相互作用。100m緩沖區(qū)內(nèi),平水期ED與TN呈顯著負相關(guān)關(guān)系,與TP為負相關(guān)關(guān)系,枯水期ED與氨氮顯著正相關(guān)；300m緩沖區(qū)內(nèi),豐水期ED與高錳酸鹽、TN、氨氮顯著負相關(guān)。在緩沖區(qū)距離>300m區(qū)域,隨著緩沖距離的增加ED值逐漸降低,景觀類型趨于復(fù)雜,對水質(zhì)的影響逐漸加強。劉文竹在密云水庫小流域的研究中得出ED值是一個重要的水質(zhì)預(yù)測因子[25],在不同尺度均與水質(zhì)指標相關(guān),本文在距離濕地較遠的區(qū)域,平水期和豐水期時景觀類型對水質(zhì)的影響比較明顯。

圖3 景觀格局指數(shù)與水質(zhì)濃度冗余分析排序圖Fig.3 Landscape pattern index and water quality concentration redundancy analysisLPI: 最大斑塊占景觀面積比例Largest Patch Index; ED: 邊緣密度Edge Density; AWMPFD: 面積加權(quán)的平均斑塊分形指數(shù)Area-weighted Mean Patch Fractal Dimension; CONTAG: 蔓延度指數(shù)Contagion Index; SHEI: 香農(nóng)均勻度指標Shannon′s Evenness Index; AI: 聚集度指數(shù)Aggregation Index; SHDI: 香農(nóng)多樣性指標Shannon′s Diversity Index; COHESION: 斑塊結(jié)合度Patch Cohesion Index; PLAND: 斑塊所占景觀面積比例Percent of Landscape; For%: 林地面積比例; Far%: 農(nóng)地面積比例; Wet%: 濕地面積比例

AI表征了景觀斑塊類型的聚集程度。隨著緩沖距離的增加,AI值逐漸減小,景觀斑塊的聚集性減小,濕地景觀越離散,人類活動對水質(zhì)的影響也越大。Liu Wenzhi的研究結(jié)果表明,較低的AI值與良好的水質(zhì)通常都有聯(lián)系[26]。100m緩沖區(qū)內(nèi),平水期AI與總氮顯著正相關(guān),枯水期AI與氨氮顯著負相關(guān)；300m緩沖區(qū)內(nèi),豐水期AI與高錳酸鹽顯著正相關(guān)。豐水期AI對景觀格局指數(shù)和水質(zhì)濃度的影響比平水期和和枯水期大,平水期和枯水期只在100m和500m緩沖區(qū)具有很好的相關(guān)性。

LPI反映了緩沖區(qū)內(nèi)優(yōu)勢景觀類型。200m緩沖區(qū)內(nèi),豐水期LPI與高錳酸鹽顯著正相關(guān)；300m緩沖區(qū)內(nèi),平水期LPI與TN顯著負相關(guān),豐水期LPI與高錳酸鹽、枯水期LPI與氨氮顯著正相關(guān)。在緩沖距離≤300m區(qū)域與水質(zhì)的關(guān)系較密切,主要原因是占優(yōu)勢的景觀類型濕地和農(nóng)地對水質(zhì)的惡化作用顯著。

CONTAG描述的是景觀中不同類型斑塊的團聚程度,其值越大表明景觀由少數(shù)團聚的大斑塊組成,越小則為許多分散的小斑塊組成[26],反映了景觀的分離和散布程度。在緩沖區(qū)距離≤400m范圍內(nèi),CONTAG值越高說明景觀團聚程度越高,對水質(zhì)的影響也隨之增大；在500m距離的緩沖區(qū)內(nèi),農(nóng)地和林地的連通性呈增加趨勢,而CONTAG值對濕地水質(zhì)的影響較弱,這與楊莎莎等人的研究結(jié)果一致[27],其認為在遠距離的緩沖區(qū)內(nèi),CONTAG值對河流水質(zhì)的影響較小。而李艷麗在渾太河流域的研究中[28],用逐步回歸分析得到CONTAG對水質(zhì)的預(yù)測能力最強,在河岸帶尺度上對水質(zhì)的解釋能力最好,且認為景觀格局指數(shù)在岸邊帶尺度對水質(zhì)的解釋能力更強。另有研究表明CONTAG與水質(zhì)有很好的關(guān)聯(lián)[29-30],能很好地預(yù)測水質(zhì)變化。

SHEI反映的是景觀類型分布的均衡性。在緩沖區(qū)距離≤200m范圍內(nèi),平水期和枯水期SHEI與高錳酸鹽有正相關(guān)關(guān)系,豐水期為負相關(guān),平水期和豐水期SHEI與TP負相關(guān)；400m緩沖區(qū)內(nèi),平水期SHEI與TP有較強的正相關(guān)關(guān)系,與高錳酸鹽為負相關(guān),與COD、氨氮、TN相關(guān)性不大；枯水期SHEI與TP為正相關(guān),與TN、高錳酸鹽負相關(guān)。

COHSION表征了景觀斑塊的自然連通性[21]。平水期C0HSION對水質(zhì)參數(shù)的影響不大；豐水期和枯水期COHSION值隨景觀斑塊的的自然連通性不斷升高對水質(zhì)的影響逐漸加深。

SHDI反映的是景觀要素的多少及各景觀要素所占比例的變化情況[21],值越大景觀多樣性越豐富。研究結(jié)果表明,平水期和枯水期SHDI與水質(zhì)參數(shù)相關(guān)性均較弱,豐水期與水質(zhì)參數(shù)有較強的相關(guān)性,豐水期SHEI與TN、TP、氨氮、COD均有較強的負相關(guān)關(guān)系,與高錳酸鹽的相關(guān)性較弱；在緩沖區(qū)距離≥300m區(qū)域,景觀多樣性隨著緩沖距離的增加景觀異質(zhì)性逐漸增加,景觀類型趨于多樣化,分布復(fù)雜。人類活動對土地利用類型的改變對濕地TP、氨氮含量的影響較大。

AWMPFD反映了人類活動對景觀格局的影響程度。研究結(jié)果表明,平水期AWMPFD對100m緩沖區(qū)內(nèi)的TN有較強的負相關(guān)關(guān)系,枯水期AWMPFD對100m緩沖區(qū)內(nèi)的氨氮有較強的正相關(guān)關(guān)系。在緩沖距離≤300m區(qū)域,豐水期AWMPFD與COD、TP、氨氮有較強的負相關(guān)關(guān)系；在緩沖距離≥400m區(qū)域,AWMPFD與高錳酸鹽、TP、氨氮、TN有較強的負相關(guān)關(guān)系。斑塊形狀越復(fù)雜,污染物流出斑塊的難度會越大,在斑塊內(nèi)部就進行了吸收轉(zhuǎn)化等[14],因此AWMPFD與水質(zhì)呈負相關(guān),這與吉冬青的研究結(jié)果一致,另有研究表明AWMPFD與水質(zhì)指數(shù)沒有明顯的相關(guān)性[31-32]。

農(nóng)業(yè)用地面積比例(Far/%)平水期時在緩沖距離≤200m區(qū)域與各水質(zhì)參數(shù)相關(guān)性都不大,在緩沖距離≥300m區(qū)域,與TN、氨氮有較強的負相關(guān)關(guān)系；豐水期時在緩沖距離≤200m區(qū)域,與TN、氨氮、COD、高錳酸鹽均為負相關(guān)關(guān)系,但與COD、高錳酸鹽有較弱的負相關(guān)性,在緩沖距離≥400m區(qū)域,與COD、氨氮有較強的正相關(guān)性,與TN、高錳酸鹽為負相關(guān)；枯水期時在緩沖距離≤300m區(qū)域,與高錳酸鹽、TN、氨氮呈正相關(guān),這是因為在枯水期湖濱帶經(jīng)濟作物主要是冬小麥、油菜、烤煙等,化肥農(nóng)藥施肥量會增加,導(dǎo)致含氮化肥的流失,使農(nóng)業(yè)用地與TN、氨氮呈正相關(guān),與COD呈負相關(guān),與TP有較弱的相關(guān)性；在緩沖距離≥400m區(qū)域,與高錳酸鹽、TN、氨氮呈負相關(guān)。曹芳芳等[33]的研究表明在豐水期受農(nóng)田排水氨氮的耕地活動影響較大,使耕地與氨氮呈正相關(guān),而本文只在緩沖距離≥400m區(qū)域與氨氮有較強的正相關(guān)關(guān)系。

濕地面積比例(Wet/%)平水期時在各個緩沖區(qū)內(nèi),與TN、COD有正相關(guān)關(guān)系,與氨氮為負相關(guān),與TP、高錳酸鹽的相關(guān)性較弱；豐水期時在各個緩沖區(qū)內(nèi),與氨氮、TN、TP、COD均為正相關(guān)；枯水期時與TP、COD為正相關(guān),與氨氮為負相關(guān)。普者黑湖泊濕地屬巖溶地貌,土層較薄,湖濱帶地表徑流滲漏現(xiàn)象嚴重,加之湖泊洼地帶多被開挖成魚塘或用來種植蓮藕等經(jīng)濟作物,而面積較大的泛濫平原帶主要用來種植西瓜、玫瑰和葡萄等經(jīng)濟作物,可見巖溶濕地是TP、TN、COD和氨氮的重要污染來源。王鵬等[23]在贛江流域的研究顯示豐水期水域與TP、CODMn和氨氮呈正相關(guān)性,枯水期仍與TP、CODMn正相關(guān),王鵬研究的水域包括河渠、湖泊、水庫坑塘、灘地,而本文的濕地則包括水庫坑塘、湖泊、河流,因此本文的結(jié)果與王鵬等人的結(jié)果一致。

林地面積比例(For%)平水期在緩沖距離≤300m區(qū)域與各水質(zhì)參數(shù)相關(guān)性都不大,在緩沖距離≥400m區(qū)域,與氨氮、高錳酸鹽呈正相關(guān),與COD、TN、TP呈負相關(guān)；豐水期在各緩沖區(qū)與高錳酸鹽呈正相關(guān),與TN、氨氮、TP、COD為負相關(guān),反映了林地對各種污染物的“匯”作用,這與張亞娟等[34]的研究結(jié)果一致；枯水期與COD、TN、高錳酸鹽、TP為負相關(guān),與氨氮有較弱的正相關(guān)性,且隨湖濱帶緩沖區(qū)半徑的減小正相關(guān)性增強,這與前人的研究結(jié)果一致[23,35]。林地對水質(zhì)惡化在一定程度上有削減作用,林地冠層下土壤層具有涵養(yǎng)水源、保持水土流失、滯留部分水質(zhì)污染物的作用[36],因此與TP、COD呈負相關(guān),但林地的枯枝落葉層含有豐富的有機質(zhì),含氮營養(yǎng)成分多,所以與TN、氨氮負相關(guān)。

綜上可知,相關(guān)性分析和冗余分析的結(jié)果基本一致,但Spearman秩相關(guān)分析里SHDI與水質(zhì)參數(shù)沒有顯著相關(guān)性,而在冗余分析中SHDI與水質(zhì)的關(guān)聯(lián)密切,這說明SHDI與水質(zhì)的關(guān)聯(lián)具有一定的不確定性,這與黃金良等[31]的研究結(jié)果一致。另外林地在相關(guān)性分析中枯水期時與TP呈顯著正相關(guān)性,林地與水質(zhì)的關(guān)聯(lián)也具有不確定性,可能與林地的類型有關(guān),本文的林地包涵疏林地和喀斯特孤峰較多,與其他研究中的林地(有林地、灌木林、疏林地、其他林地)不同?？梢?枯水期時巖溶地貌的林地對污染水質(zhì)的截留效應(yīng)影響不大。

4 結(jié)論

(1)普者黑巖溶湖泊濕地湖濱帶緩沖區(qū)尺度內(nèi),濕地和農(nóng)地是兩種主導(dǎo)的土地利用類型。2005—2011年,隨緩沖距離的增加,濕地和林地面積比例呈減少的趨勢,農(nóng)地和建設(shè)用地面積比例呈增加的趨勢。湖濱帶100m和200m緩沖區(qū)內(nèi)土地利用類型較為單一,以濕地和農(nóng)地為主,400m和500m緩沖區(qū)土地利用類型較為豐富。

(2)枯水期水質(zhì)與湖濱帶土地利用類型和景觀格局指數(shù)的影響大于豐水期。湖濱帶景觀格局在不同緩沖區(qū)尺度對巖溶湖泊濕地的水質(zhì)具有不同的效應(yīng)。隨緩沖距離的增加,ED、AI值對濕地水質(zhì)的影響逐漸減弱,CONTAG值對濕地水質(zhì)的影響較大,COHSION值隨景觀斑塊的的自然連通性不斷升高對水質(zhì)的影響也逐漸加深,SHEI值與水質(zhì)的相關(guān)性也顯著,AWMPFD與水質(zhì)參數(shù)與水質(zhì)有明顯的負相關(guān)性,LPI在緩沖距離≤300m區(qū)域與水質(zhì)的關(guān)系較密切。SHDI對水質(zhì)的影響較大,但秩相關(guān)分析里SHDI與水質(zhì)參數(shù)沒有顯著相關(guān)性,因此SHDI對水質(zhì)的影響尚不確定。

(3)巖溶湖泊濕地的農(nóng)業(yè)用地在湖濱帶300m緩沖區(qū)內(nèi)和湖濱帶400m緩沖區(qū)外與水質(zhì)的關(guān)聯(lián)性不同,與水質(zhì)指標的關(guān)聯(lián)性無法被合理的解釋；林地在平水期和豐水期時與TN、TP、COD為負相關(guān),在枯水期時與TP、氨氮呈顯著正相關(guān),與巖溶地區(qū)的地形地貌有關(guān)聯(lián)。濕地在平水期和枯水期時與氨氮呈顯著負相關(guān)性,在豐水期與氨氮和COD呈顯著正相關(guān)性,濕地面積比例在水質(zhì)表征方面具有較好的潛力。

致謝：文山苗族壯族自治州環(huán)境監(jiān)測站提供水質(zhì)數(shù)據(jù),特此致謝。

參考文獻(References):

[1] Perleberg D, Radomski P, Woizeschke K, Perry P, Carlson A, Simon S. Minnesota′s Sensitive Lakeshore Identification Manual: A Conservation Strategy for Minnesota′s Lakeshores. Minnesota: Department of Natural Resources, 2012.

[2] 徐延達, 傅伯杰, 呂一河. 基于模型的景觀格局與生態(tài)過程研究. 生態(tài)學(xué)報, 2010, 30(1): 212- 220.

[3] 傅伯杰, 陳利頂, 王軍, 孟慶華, 趙文武. 土地利用結(jié)構(gòu)與生態(tài)過程. 第四紀研究, 2003, 23(3): 247- 255.

[4] Xiao H G, Ji W. Relating landscape characteristics to non-point source pollution in mine waste-located watersheds using geospatial techniques. Journal of Environmental Management, 2007, 82(1): 111- 119.

[5] 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(zhì)的影響. 環(huán)境科學(xué)學(xué)報, 2012, 32(5): 1219- 1226.

[6] Xiao R, Wang G F, Zhang Q W, Zhang Z H. Multi-scale analysis of relationship between landscape pattern and urban river water quality in different seasons. Scientific Reports, 2016, 6: 25250.

[7] Shi P, Zhang Y, Li Z B, Li P, Xu G C. Influence of land use and land cover patterns on seasonal water quality at multi-spatial scales. CATENA, 2017, 151: 182- 190.

[8] Jang G S, An K G. Physicochemical water quality characteristics in relation to land use pattern and point sources in the basin of the Dongjin River and the ecological health assessments using a fish multi-metric model. Journal of Ecology and Environment, 2016, 40: 6.

[9] Taylor S D, He Y, Hiscock K M. Modelling the impacts of agricultural management practices on river water quality in Eastern England. Journal of Environmental Management, 2016, 180: 147- 163.

[10] Asadzadeh M, Leon L, McCrimmon C, Yang W H, Liu Y B, Wong I, Fong P, Bowen G. Watershed derived nutrients for Lake Ontario inflows: model calibration considering typical land operations in Southern Ontario. Journal of Great Lakes Research, 2015, 41(4): 1037- 1051.

[11] Hashemi F, Olesen J E, Dalgaard T, B?rgesen C D. Review of scenario analyses to reduce agricultural nitrogen and phosphorus loading to the aquatic environment. Science of the Total Environment, 2016, 573: 608- 626.

[12] Li S Y, Gu S, Liu W Z, Han H Y, Zhang Q F. Water quality in relation to land use and land cover in the upper Han River Basin, China. CATENA, 2008, 75(2): 216- 222.

[13] 劉麗娟, 李小玉, 何興元. 流域尺度上的景觀格局與河流水質(zhì)關(guān)系研究進展. 生態(tài)學(xué)報, 2011, 31(19): 5460- 5465.

[14] 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(zhì)的關(guān)聯(lián)分析. 生態(tài)學(xué)報, 2015, 35(2): 246- 253.

[15] 趙鵬, 夏北成, 秦建橋, 趙華榮. 流域景觀格局與河流水質(zhì)的多變量相關(guān)分析. 生態(tài)學(xué)報, 2012, 32(8): 2331- 2341.

[16] 呂志強, 慶旭瑤, 任玉芬, 王效科, 龐容. 山地城市河流土地利用結(jié)構(gòu)對水質(zhì)的影響——以重慶市為例. 湖泊科學(xué), 2016, 28(2): 319- 327.

[17] 郝敬鋒, 劉紅玉, 胡和兵, 安靜, 張小紅. 南京市濕地水質(zhì)對城市化影響強度的響應(yīng)研究. 環(huán)境科學(xué), 2012, 33(7): 2259- 2264.

[18] 陳永林, 孫永光, 謝炳庚, 康婧, 李曉青. 紅樹林濕地景觀格局與近海海域水質(zhì)的相關(guān)分析——以廣西北海地區(qū)為例. 海洋環(huán)境科學(xué), 2016, 35(1): 7- 12.

[19] 王妍, 劉云根, 梁啟斌, 侯磊. 1977—2014年枯水期普者黑湖面積的變化. 濕地科學(xué), 2016, 14(4): 471- 476.

[20] 國家環(huán)境保護總局水和廢水監(jiān)測分析方法編委會. 水和廢水監(jiān)測分析方法(第四版). 北京: 中國環(huán)境出版社, 2002.

[21] 鄔建國. 景觀生態(tài)學(xué): 格局、過程、尺度與等級(第二版). 北京: 高等教育出版社, 2007: 96- 119.

[22] 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.

[23] 王鵬, 齊述華, 陳波. 贛江流域土地利用方式對河流水質(zhì)的影響. 生態(tài)學(xué)報, 2015, 35(13): 4326- 4337.

[24] Chen Q, Mei K, Dahlgren R A, Wang T, Gong J, Zhang M H. Impacts of land use and population density on seasonal surface water quality using a modified geographically weighted regression. Science of the Total Environment, 2016, 572: 450- 466.

[25] 劉文竹, 王曉燕, 歐洋. 密云水庫小流域不同尺度景觀格局與水質(zhì)的相關(guān)性分析. 首都師范大學(xué)學(xué)報: 自然科學(xué)版, 2013, 34(6): 70- 75.

[26] Liu W Z, Zhang Q F, Liu G H. Influences of watershed landscape composition and configuration on lake-water quality in the Yangtze River Basin of China. Hydrological Processes, 2012, 26(4): 570- 578.

[27] 楊莎莎, 湯萃文, 劉麗娟, 李小玉, 葉寅. 流域尺度上河流水質(zhì)與土地利用的關(guān)系. 應(yīng)用生態(tài)學(xué)報, 2013, 24(7): 1953- 1961.

[28] 李艷利, 徐宗學(xué), 李艷粉. 渾太河流域多尺度土地利用/景觀格局與水質(zhì)響應(yīng)關(guān)系初步分析. 地球與環(huán)境, 2012, 40(4): 573- 583.

[29] Richards C, Johnson L B, Host G E. Landscape-scale influences on stream habitats and biota. Canadian Journal of Fisheries and Aquatic Sciences, 1996, 53(S1): 295- 311.

[30] Uuemaa E, Roosaare J, Mander ü. Landscape metrics as indicators of river water quality at catchment scale. Nordic Hydrology, 2007, 38(2): 125- 138.

[31] 黃金良, 李青生, 洪華生, 林杰, 曲盟超. 九龍江流域土地利用/景觀格局-水質(zhì)的初步關(guān)聯(lián)分析. 環(huán)境科學(xué), 2011, 32(1): 64- 72.

[32] 張大偉, 李楊帆, 孫翔, 張方山, 朱紅興, 劉毅, 張英, 莊敏, 朱曉東. 入太湖河流武進港的區(qū)域景觀格局與河流水質(zhì)相關(guān)性分析. 環(huán)境科學(xué), 2010, 31(8): 1775- 1783.

[33] 曹芳芳, 李雪, 王東, 趙越, 王玉秋. 新安江流域土地利用結(jié)構(gòu)對水質(zhì)的影響. 環(huán)境科學(xué), 2013, 34(7): 2582- 2587.

[34] 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(xué)報, 2017, 37(7): 2437- 2446.

[35] 李博炎, 張飲江, 彭群洲, 宋盈穎, 張雨婷, 方淑波. 土地利用/覆被變化對太湖貢湖灣水質(zhì)影響的研究. 上海海洋大學(xué)學(xué)報, 2017, 26(2): 243- 250.

[36] 楊婭楠, 王金亮, 陳光杰, 習(xí)曉環(huán), 王成. 撫仙湖流域土地利用格局與水質(zhì)變化關(guān)系. 國土資源遙感, 2016, 28(1): 159- 165.