若爾蓋高原濕地水質演變特征及氮磷累積效應

顧城天, 羅 彬, 王 恒, 劉冬梅, 鄭 坤

(四川省環境政策研究與規劃院, 成都 610093)

全球生態系統具有豐富的物種多樣性，是由一系列的子生態系統構成，就整體而言，陸地和海洋、大氣成為了其主要的生態構成主體[1-3]，而陸地又能細分為森林、農田等子系統，由于陸地生態直接承載著人類的生存發展，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，該生態系統呈現出顯著的生物分布多樣性以及特殊性[4-6]，且具有明顯的環境敏感性，其生態結構相對獨立和特殊，具有地球之腎的美譽，也是重要的局地生態系統，不僅能夠顯著地進行氣候調節，同時能夠有效地涵養水源，在蓄洪防澇方面效果明顯，促進了生物多樣性的分布，在生態環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，該區域養分含量較高，不僅分布著蘆葦等多種植被，還分布著多樣生物，其群落均勻度等方面較為明顯，能夠有效促進生態平衡；不少學者通過研究發現，對于該區域而言，其生物分布多樣性越穩定，表明其生態穩定性越強，當生態環境不斷下降的情況下，其生物分布多樣性顯著降低，不利于局地生態環境保持[9]。近些年來，環境的不斷變化引起了社會更為廣泛的關注，對該生態系統的研究也不斷增多，不僅探究了濕地生物群落分布的多種影響因素，同時對濕地生態平衡等方面開展了多角度探究[10-11]。對于濕地而言，水質直接關乎植被及生物的生存環境，直接決定著生物群落分布多樣，制約著其生產力，備受廣大學者的關注[12-13]。但是隨著人為活動的不斷干預，濕地也呈現出了明顯的水體污染，此外，水體富營養化現象明顯，主要原因在于多種排泄物導致，在濕地環境質量不斷下降的情況下，濕地的生態平衡被破壞[14]，濕地的調節效應大大下降，在這種情況下，開展實地研究具有顯著的現實意義。

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，在局地生態碳循環方面效果顯著，同時具有重要的經濟價值[15-16]。從20世紀中葉開始，人類活動對該區域的干預更為明顯，尤其是工業化進程的不斷加快，該區域沼澤濕地面積不斷下降，水質也出現明顯的污染；加之一系列自然因素影響，其生物多樣性分布呈現明顯降低態勢，這不利于其土壤生產力的維持和提升，生態調節能力也逐步下降，導致其生態系統平衡性降低[17]。由于若爾蓋濕地區域地處我國黃河的源頭，其重要地位尤為顯著，其生態穩定性直接關乎整個流域的水質，其生物多樣性也制約著西南地區的生態平衡，不少學者開展了此方面的大量研究，尤其是水質及土壤質量，以及環境影響因子等方面[18-19]。但是在水質與生態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數據，2016—2018年采用野外調查和室內化驗相結合的方法研究若爾蓋高原濕地水質演變特征及氮磷累積效應，并運用冗余分析(RDA)的方法研究植被多樣性與水質之間的關系，為該區環境保護提供有益借鑒。

1 材料與方法

1.1 研究區概況

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氣候；該區域具有較大的溫差，全年氣溫最低的是1月，溫度低至-33.7℃，根據氣象資料分析得知，其月均低溫達到-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，月均溫度達到11℃，高溫一般達到25℃左右，其年均溫度基本在1℃以內。對于該區域而言，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，達到近12 h，年日照約為2 400 h；該區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，前者主要的優勢物種不僅有木里苔草、毛果苔草，還有烏拉苔草等，后者優勢植被為嵩草屬、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查和土壤樣品采集工作。試驗區域共設置5個樣地，每個樣地設置樣方30個(1 m×1 m)，在每個樣方進行植被的定期調查和土壤樣品的采集，采用5點混合法采集表層土壤樣品，帶回實驗室自然風干，并將其中雜物去除，磨細后備用；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樣品，距離岸邊不超過500 m，水質采樣深度為20 cm，每個樣地采集15個水質樣品，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；S為樣方數；N為物種數目；H為Shannon-Wiener多樣性指數；D為Simpson優勢度指數；JP為Pielou均勻度指數；PA為植被氮、磷積累量；PC為植被體內氮、磷含量；PB為植被生物量。

1.4 數據分析

對于相應的分析數據開展一系列統計分析，尤其是回歸分析及單因素方差分析，并借助于SPSS 21.0進行，多重比較分析借助于LSD進行，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統計數據，SPSS 21.0進行相關性和回歸分析，單因素方差分析(One-way ANOVA)不同年份之間的差異性，Pearson相關系數進行相關性檢驗(p<0.05，p<0.01)。

2 結果與分析

2.1 若爾蓋高原濕地植被α多樣性季節特征

由表1可知，若爾蓋高原濕地植被Shannon-Wiener多樣性指數、Margalef豐富度指數、Pielou均勻度指數和Simpson優勢度指數隨季節均表現為先增加后降低趨勢；Margalef豐富度指數變化范圍為3.34～16.19，Shannon-Wiener多樣性指數變化范圍為0.35～2.98，Simpson優勢度指數變化范圍為1.23～4.15，Pielou均勻度指數變化范圍為0.46～0.92；其中不同年份Shannon-Wiener多樣性指數、Margalef豐富度指數、Pielou均勻度指數和Simpson優勢度指數均表現為秋季>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、Margalef豐富度指數、Simpson優勢度指數均呈增加趨勢，其中不同年份Shannon-Wiener多樣性指數、Margalef豐富度指數、Simpson優勢度指數差異均顯著(p<0.05)，而Pielou均勻度指數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變化特征

注：不同小寫字母表示相同年份季節差異顯著(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季節變化特征

表2 若爾蓋高原濕地水質季節變化特征 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律，均為秋季最高，夏季次之，春季最低，隨季節變化呈先增加后降低趨勢，具體表現為秋季>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差異均不顯著(p>0.05)。回歸分析表明(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系均顯著(p<0.05)。

表3 若爾蓋高原濕地水質季節變化特征

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

注：*表示相關性在0.05水平上顯著(雙尾)，**表示相關性在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相關性分析

表5 濕地植被多樣性與水質特征的相關性研究(n=150) mg/L

2.5 若爾蓋高原濕地植被與環境因子的RDA冗余分析

對于植被多樣性而言，其受到一系列環境因子的制約，具有明顯的復雜性，這也是導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系，剖析其交互作用效應，本研究過程中，立足于植被多樣性研究，選取6項可能涉及的水質影響因子，從而進行RDA分析(表6)。通過分析結果得知，對于前兩個排序軸而言，其特征值分別達到了0.675，0.184，這說明在環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性達到了1，解釋度達到了98%以上，也就是說前兩個排序軸的因子影響程度達到了0.01的顯著性水平，F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系明顯，達到了極顯著；此外，BOD5濃度、CODcr濃度顯著制約著植被分布。

表6 RDA排序結果

圖1 若爾蓋高原濕地植被多樣性與環境因子的RDA排序

3 討論與結論

本研究中，2016—2018年若爾蓋高原濕地植被多樣性指數指數隨季節均表現為先增加后降低趨勢，均表現為秋季>夏季>冬季>春季，而水質質量逐年變好。春季和冬季污染最小，夏季濕地水體富營養化，藻類大量的生長，水質指標也逐漸變差，夏季以后，藻類數量降低，水質質量有所好轉，因此，若爾蓋高原濕地植被和水質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物質吸收利用，對于降低水體的富營養化起著良好的效果，同時有效降低有機物含量，將其濕地的滲透性增強，從而促進微生物活動，增強了溶解性氧含量，進而對于微生物群落分布起著積極作用，增強了微生物數量和均勻度分布。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現其去除能力較強，元素的分配決定了其能夠通過收割的方式進行該物質的去除，從而降低其在生態系統中的含量。此外，其積累量與濃度之間具有較大的相關性，且其線性關系明顯。

為了進一步探究植被多樣性與水質之間的關系，本研究對其進行相關分析，研究發現在夏秋季節，水體對植被分布的影響更大，二者相關系數更高；通過冗余分析得知，植被生長受到了多種影響因素的制約，環境因子的反饋效應也較為明顯[24]。通過RDA排序圖可知，水質狀況具有復雜性，受一系列環境因子的制約，但是通過研究發現，對于若爾蓋濕地而言，其植被多樣性分布受到環境因子的顯著影響，且其正相關關系明顯，并達到了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性變化特點，這與水質的季節變化基本接近，其中制約效果較大的是BOD5、CODcr濃度，這說明該物質的指示效應更加明顯，也說明了濕地植被的敏感性；不同的季節變化，環境因子的作用效果有所差異，這也是需要進一步探究的方面。此外，本研究在探究環境因子與濕地植被之間的關系過程中借助于RDA分析方法，開展了實證研究，并得到了二者的關系效應，但是受制于研究區域的局限性，下一步需要進一步擴大研究范圍，深入探討環境因子對濕地植被的多種影響效應。