若爾蓋高原濕地水質(zhì)演變特征及氮磷累積效應(yīng)

顧城天, 羅 彬, 王 恒, 劉冬梅, 鄭 坤

(四川省環(huán)境政策研究與規(guī)劃院, 成都 610093)

全球生態(tài)系統(tǒng)具有豐富的物種多樣性，是由一系列的子生態(tài)系統(tǒng)構(gòu)成，就整體而言，陸地和海洋、大氣成為了其主要的生態(tài)構(gòu)成主體[1-3]，而陸地又能細(xì)分為森林、農(nóng)田等子系統(tǒng)，由于陸地生態(tài)直接承載著人類的生存發(fā)展，加之生物分布的多樣性[4]，其重要地位不言而喻，而介于陸地和水體之間的交互地帶成為濕地，該生態(tài)系統(tǒng)呈現(xiàn)出顯著的生物分布多樣性以及特殊性[4-6]，且具有明顯的環(huán)境敏感性，其生態(tài)結(jié)構(gòu)相對獨立和特殊，具有地球之腎的美譽，也是重要的局地生態(tài)系統(tǒng)，不僅能夠顯著地進(jìn)行氣候調(diào)節(jié)，同時能夠有效地涵養(yǎng)水源，在蓄洪防澇方面效果明顯，促進(jìn)了生物多樣性的分布，在生態(tài)環(huán)境方面地位難以忽視，素有“生物基因庫”之稱[7-8]。因濕地的位置特殊性，該區(qū)域養(yǎng)分含量較高，不僅分布著蘆葦?shù)榷喾N植被，還分布著多樣生物，其群落均勻度等方面較為明顯，能夠有效促進(jìn)生態(tài)平衡；不少學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)，對于該區(qū)域而言，其生物分布多樣性越穩(wěn)定，表明其生態(tài)穩(wěn)定性越強，當(dāng)生態(tài)環(huán)境不斷下降的情況下，其生物分布多樣性顯著降低，不利于局地生態(tài)環(huán)境保持[9]。近些年來，環(huán)境的不斷變化引起了社會更為廣泛的關(guān)注，對該生態(tài)系統(tǒng)的研究也不斷增多，不僅探究了濕地生物群落分布的多種影響因素，同時對濕地生態(tài)平衡等方面開展了多角度探究[10-11]。對于濕地而言，水質(zhì)直接關(guān)乎植被及生物的生存環(huán)境，直接決定著生物群落分布多樣，制約著其生產(chǎn)力，備受廣大學(xué)者的關(guān)注[12-13]。但是隨著人為活動的不斷干預(yù)，濕地也呈現(xiàn)出了明顯的水體污染，此外，水體富營養(yǎng)化現(xiàn)象明顯，主要原因在于多種排泄物導(dǎo)致，在濕地環(huán)境質(zhì)量不斷下降的情況下，濕地的生態(tài)平衡被破壞[14]，濕地的調(diào)節(jié)效應(yīng)大大下降，在這種情況下，開展實地研究具有顯著的現(xiàn)實意義。

若爾蓋高原濕地屬于典型的高原沼澤濕地，分布面積較廣，地處青藏東緣，地理位置的特殊性造就了特殊的意義：若爾蓋高原濕地是黃河源頭，被稱為“高原之腎”，由于其蓄水效應(yīng)等顯著，也具有“黃河蓄水池”的美譽。若爾蓋高原濕地植被多樣性分布較為廣泛，在局地生態(tài)碳循環(huán)方面效果顯著，同時具有重要的經(jīng)濟價值[15-16]。從20世紀(jì)中葉開始，人類活動對該區(qū)域的干預(yù)更為明顯，尤其是工業(yè)化進(jìn)程的不斷加快，該區(qū)域沼澤濕地面積不斷下降，水質(zhì)也出現(xiàn)明顯的污染；加之一系列自然因素影響，其生物多樣性分布呈現(xiàn)明顯降低態(tài)勢，這不利于其土壤生產(chǎn)力的維持和提升，生態(tài)調(diào)節(jié)能力也逐步下降，導(dǎo)致其生態(tài)系統(tǒng)平衡性降低[17]。由于若爾蓋濕地區(qū)域地處我國黃河的源頭，其重要地位尤為顯著，其生態(tài)穩(wěn)定性直接關(guān)乎整個流域的水質(zhì)，其生物多樣性也制約著西南地區(qū)的生態(tài)平衡，不少學(xué)者開展了此方面的大量研究，尤其是水質(zhì)及土壤質(zhì)量，以及環(huán)境影響因子等方面[18-19]。但是在水質(zhì)與生態(tài)分布多樣性方面的研究略有缺乏，基于此，本研究以若爾蓋高原濕地植被多樣性為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，2016—2018年采用野外調(diào)查和室內(nèi)化驗相結(jié)合的方法研究若爾蓋高原濕地水質(zhì)演變特征及氮磷累積效應(yīng)，并運用冗余分析(RDA)的方法研究植被多樣性與水質(zhì)之間的關(guān)系，為該區(qū)環(huán)境保護提供有益借鑒。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

本研究所選擇的濕地為若爾蓋濕地，該濕地位于黃河上游區(qū)域，典型的高原沼澤濕地特點，且分布面積較廣，由于地處青藏東緣，平均海拔超過了3 500 m，地理位置的特殊性形成了其大陸性高寒季風(fēng)氣候；該區(qū)域具有較大的溫差，全年氣溫最低的是1月，溫度低至-33.7℃，根據(jù)氣象資料分析得知，其月均低溫達(dá)到-10.6℃，地表向下72 cm深為凍土層，冬季酷寒天氣顯著；其氣溫較高的月份為7月，月均溫度達(dá)到11℃，高溫一般達(dá)到25℃左右，其年均溫度基本在1℃以內(nèi)。對于該區(qū)域而言，降雨量一般在600 mm左右，雨季主要集中在4—10月；受地理位置影響，其平均日照較高，達(dá)到近12 h，年日照約為2 400 h；該區(qū)域主要的植被分布有兩類：一類是沼澤植被，一類是草甸植被，前者主要的優(yōu)勢物種不僅有木里苔草、毛果苔草，還有烏拉苔草等，后者優(yōu)勢植被為嵩草屬、蓼屬等，其次分布著禾本科草及毒害草。

1.2 采樣方法

本研究選擇若爾蓋縣的黃河支流，于2016年、2017年、2018年的4月、8月、10月、12月在若爾蓋縣開展植被調(diào)查和土壤樣品采集工作。試驗區(qū)域共設(shè)置5個樣地，每個樣地設(shè)置樣方30個(1 m×1 m)，在每個樣方進(jìn)行植被的定期調(diào)查和土壤樣品的采集，采用5點混合法采集表層土壤樣品，帶回實驗室自然風(fēng)干，并將其中雜物去除，磨細(xì)后備用；同時，每個樣方剪取地上和地下植被，帶回實驗室70℃烘干至恒重，研磨過2 mm篩備用；在每個樣地臨近水域的位置采集水質(zhì)樣品，距離岸邊不超過500 m，水質(zhì)采樣深度為20 cm，每個樣地采集15個水質(zhì)樣品，帶回實驗室4℃保存后備用。

1.3 測試方法

植被TN，TP的測量分別采用分光光度法、釩鉬藍(lán)法。植被多樣性計算如下[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為重要值；Rc為相對蓋度；Rh為相對高度；Rd為相對密度；dMa為Margalef豐富度指數(shù)；S為樣方數(shù)；N為物種數(shù)目；H為Shannon-Wiener多樣性指數(shù)；D為Simpson優(yōu)勢度指數(shù)；JP為Pielou均勻度指數(shù)；PA為植被氮、磷積累量；PC為植被體內(nèi)氮、磷含量；PB為植被生物量。

1.4 數(shù)據(jù)分析

對于相應(yīng)的分析數(shù)據(jù)開展一系列統(tǒng)計分析，尤其是回歸分析及單因素方差分析，并借助于SPSS 21.0進(jìn)行，多重比較分析借助于LSD進(jìn)行，同時從N，P積累量及其濃度方面開展回歸分析，對比其擬合度，并開展顯著性檢驗分析。

利用Excel 2007.0統(tǒng)計數(shù)據(jù)，SPSS 21.0進(jìn)行相關(guān)性和回歸分析，單因素方差分析(One-way ANOVA)不同年份之間的差異性，Pearson相關(guān)系數(shù)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(p<0.05，p<0.01)。

2 結(jié)果與分析

2.1 若爾蓋高原濕地植被α多樣性季節(jié)特征

由表1可知，若爾蓋高原濕地植被Shannon-Wiener多樣性指數(shù)、Margalef豐富度指數(shù)、Pielou均勻度指數(shù)和Simpson優(yōu)勢度指數(shù)隨季節(jié)均表現(xiàn)為先增加后降低趨勢；Margalef豐富度指數(shù)變化范圍為3.34～16.19，Shannon-Wiener多樣性指數(shù)變化范圍為0.35～2.98，Simpson優(yōu)勢度指數(shù)變化范圍為1.23～4.15，Pielou均勻度指數(shù)變化范圍為0.46～0.92；其中不同年份Shannon-Wiener多樣性指數(shù)、Margalef豐富度指數(shù)、Pielou均勻度指數(shù)和Simpson優(yōu)勢度指數(shù)均表現(xiàn)為秋季>夏季>冬季>春季，夏季和秋季明顯高于春季和冬季；28年Shannon-Wiener多樣性指數(shù)、Margalef豐富度指數(shù)、Simpson優(yōu)勢度指數(shù)均呈增加趨勢，其中不同年份Shannon-Wiener多樣性指數(shù)、Margalef豐富度指數(shù)、Simpson優(yōu)勢度指數(shù)差異均顯著(p<0.05)，而Pielou均勻度指數(shù)在不同年份差異不顯著(p>0.05)。

表1 若爾蓋高原濕地植被季節(jié)變化特征

注：不同小寫字母表示相同年份季節(jié)差異顯著(p<0.05)，不同大寫字母表示不同年份均值差異顯著(p<0.05)，下表同。

2.2 若爾蓋高原濕地水質(zhì)季節(jié)變化特征

表2 若爾蓋高原濕地水質(zhì)季節(jié)變化特征 mg/L

2.3 若爾蓋高原濕地植被氮、磷積累量

由表3可知，若爾蓋高原濕地植被N，P積累量具有明顯的一致規(guī)律，均為秋季最高，夏季次之，春季最低，隨季節(jié)變化呈先增加后降低趨勢，具體表現(xiàn)為秋季>夏季>冬季>春季。N含量變化范圍在19.34～23.17 mg/g，2016—2018年均表現(xiàn)為秋季和夏季顯著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差異并不顯著(p>0.05)；P含量變化范圍在2.12～2.61 mg/g，2016—2018年不同季節(jié)差異均不顯著(p>0.05)；地上生物量變化范圍為45.33～75.19 g/m2，2016—2018年均表現(xiàn)為秋季和夏季顯著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差異并不顯著(p>0.05)；地下生物量變化范圍為34.12～41.92 g/m2，2016—2018年均表現(xiàn)為秋季和夏季顯著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差異并不顯著(p>0.05)；N累積量變化范圍為15.37～29.04 g/m2，2016—2018年均表現(xiàn)為秋季和夏季顯著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差異并不顯著(p>0.05)；P累積量變化范圍在1.68～3.27 g/m2，2016—2018年均表現(xiàn)為秋季和夏季顯著高于冬季和春季(p>0.05)，冬季和春季差異并不顯著(p>0.05)；2016—2018年N，P累積量均值呈增加趨勢，其中N累積量均值在不同年份差異均顯著(p<0.05)，而P累積量在不同年份和不同季節(jié)差異均不顯著(p>0.05)?；貧w分析表明(表4)：若爾蓋高原濕地植被N，P積累量與N含量、P含量和生物量的回歸關(guān)系均顯著(p<0.05)。

表3 若爾蓋高原濕地水質(zhì)季節(jié)變化特征

表4 若爾蓋高原濕地植被N，P積累量與生物量、N，P含量的相關(guān)關(guān)系(n=150)

注：*表示相關(guān)性在0.05水平上顯著(雙尾)，**表示相關(guān)性在0.01水平上顯著(雙尾)，下表同。

2.4 若爾蓋高原濕地植被多樣性與水質(zhì)相關(guān)性分析

表5 濕地植被多樣性與水質(zhì)特征的相關(guān)性研究(n=150) mg/L

2.5 若爾蓋高原濕地植被與環(huán)境因子的RDA冗余分析

對于植被多樣性而言，其受到一系列環(huán)境因子的制約，具有明顯的復(fù)雜性，這也是導(dǎo)致植被群落分布差異的主要原因之一，為了探究二者之間的關(guān)系，剖析其交互作用效應(yīng)，本研究過程中，立足于植被多樣性研究，選取6項可能涉及的水質(zhì)影響因子，從而進(jìn)行RDA分析(表6)。通過分析結(jié)果得知，對于前兩個排序軸而言，其特征值分別達(dá)到了0.675，0.184，這說明在環(huán)境因子不同作用的情況下，對于濕地植被來說(圖1)，其多樣性與這兩個排序軸的相關(guān)性達(dá)到了1，解釋度達(dá)到了98%以上，也就是說前兩個排序軸的因子影響程度達(dá)到了0.01的顯著性水平，F(xiàn)值分別為8.98，4.12，說明這兩個因子具有較強的解釋度，對植被分布多樣性制約效果顯著；通過RDA排序分析得知，水質(zhì)的變化能夠顯著制約濕地植被分布多樣性，且二者的正向作用關(guān)系明顯，達(dá)到了極顯著；此外，BOD5濃度、CODcr濃度顯著制約著植被分布。

表6 RDA排序結(jié)果

圖1 若爾蓋高原濕地植被多樣性與環(huán)境因子的RDA排序

3 討論與結(jié)論

本研究中，2016—2018年若爾蓋高原濕地植被多樣性指數(shù)指數(shù)隨季節(jié)均表現(xiàn)為先增加后降低趨勢，均表現(xiàn)為秋季>夏季>冬季>春季，而水質(zhì)質(zhì)量逐年變好。春季和冬季污染最小，夏季濕地水體富營養(yǎng)化，藻類大量的生長，水質(zhì)指標(biāo)也逐漸變差，夏季以后，藻類數(shù)量降低，水質(zhì)質(zhì)量有所好轉(zhuǎn)，因此，若爾蓋高原濕地植被和水質(zhì)狀況變化趨勢相一致。對于濕地植被而言，其生存離不開水分和養(yǎng)分，因此其長勢直接受到濕地水文等條件的直接制約，而另一方面，植被能夠有效將水中營養(yǎng)物質(zhì)吸收利用，對于降低水體的富營養(yǎng)化起著良好的效果，同時有效降低有機物含量，將其濕地的滲透性增強，從而促進(jìn)微生物活動，增強了溶解性氧含量，進(jìn)而對于微生物群落分布起著積極作用，增強了微生物數(shù)量和均勻度分布。此外，濕地植被能夠有效凈化水體[22-23]，通過本試驗對于濕地植被的長期觀測，探究了其生物量與N，P之間的關(guān)系，通過試驗對比得知，地上部分明顯較高，這正是N，P元素對植被生長的影響，也體現(xiàn)出植被對該元素的吸收利用特點。通過植被對于該元素的積累可以發(fā)現(xiàn)其去除能力較強，元素的分配決定了其能夠通過收割的方式進(jìn)行該物質(zhì)的去除，從而降低其在生態(tài)系統(tǒng)中的含量。此外，其積累量與濃度之間具有較大的相關(guān)性，且其線性關(guān)系明顯。

為了進(jìn)一步探究植被多樣性與水質(zhì)之間的關(guān)系，本研究對其進(jìn)行相關(guān)分析，研究發(fā)現(xiàn)在夏秋季節(jié)，水體對植被分布的影響更大，二者相關(guān)系數(shù)更高；通過冗余分析得知，植被生長受到了多種影響因素的制約，環(huán)境因子的反饋效應(yīng)也較為明顯[24]。通過RDA排序圖可知，水質(zhì)狀況具有復(fù)雜性，受一系列環(huán)境因子的制約，但是通過研究發(fā)現(xiàn)，對于若爾蓋濕地而言，其植被多樣性分布受到環(huán)境因子的顯著影響，且其正相關(guān)關(guān)系明顯，并達(dá)到了0.01的顯著性水平。從第一排序軸來看，其多樣性分布具有明顯的季節(jié)性變化特點，這與水質(zhì)的季節(jié)變化基本接近，其中制約效果較大的是BOD5、CODcr濃度，這說明該物質(zhì)的指示效應(yīng)更加明顯，也說明了濕地植被的敏感性；不同的季節(jié)變化，環(huán)境因子的作用效果有所差異，這也是需要進(jìn)一步探究的方面。此外，本研究在探究環(huán)境因子與濕地植被之間的關(guān)系過程中借助于RDA分析方法，開展了實證研究，并得到了二者的關(guān)系效應(yīng)，但是受制于研究區(qū)域的局限性，下一步需要進(jìn)一步擴大研究范圍，深入探討環(huán)境因子對濕地植被的多種影響效應(yīng)。