查干湖沉積物中有機質分布特征研究

曲 鴿，孫德堯

(1.哈爾濱師范大學，寒區地理環境監測與空間信息服務黑龍江省重點實驗室，黑龍江 哈爾濱 150025；2.河北民族師范學院，河北 承德 067022)

1 引言

近年來，我國社會經濟水平飛速提高，湖泊沉積物中有機質的含量也越來越多，更有甚者已經形成了水體富營養化等環境污染問題。查干湖作為全國著名的淡水湖之一，研究其沉積物中有機質的分布特征，分析其近年來的演變歷史，并結合相關的經濟數據對其已造成的污染歷史進行對比分析，更能定性的推測出污染原因，提前做出相應的治理，對其生態保護，經濟可持續開發都是意義重大的。

2 背景

2.1 研究的目的和意義

湖泊中蘊含著豐富的自然資源，對于人類來說更是一種非常重要的淡水資源。湖泊作為較為穩定的水體，對生態環境，氣候，社會經濟等各個方面都有著舉足輕重的影響，與人類身體健康和社會經濟發展都有著密切的不可分割的重要聯系[1,2]。有機質在湖泊沉積物中占有重要地位，通常憑借湖內水生植物死亡自生和人類活動外源輸入的兩個傳輸方式產生作用。伴隨著人類活動強度的不斷增加，水環境發生很大變化，大量的有機質富集，易使湖泊形成不同程度的富營養化，影響著其環境質量和生命演替，破壞湖泊生態平衡。與此同時，古氣候的演變過程、重金屬及有機污染物的遷移轉化等都對沉積物中的有機質的發展有著重要作用[3]。

通過研究分析查干湖沉積物中有機質的特征分布，透過現象看本質，闡釋出有機質含量在時間的推移下，產生的相關影響。結合經濟數據和污染歷史，推斷查干湖有機質污染原因，有助于保護其水體營養類型和生態的多樣性，使查干湖的生態系統更趨于穩定，得以能夠維持長遠的的資源開發和利用。對于湖泊沉積物中有機質的含量變化的長期觀察、定期研究，可以掌握其發展規律，對于指導水環境的質量評測起到積極的推動作用，同時也推動了對于監控水體污染情況、修復湖泊生態等方面的發展。

2.2 國內外研究現狀及發展趨勢

2.2.1 湖泊沉積物中有機質的進展分析

湖泊水環境物質循環系統中的有機質具有非常重要的作用。20世紀中后葉以來，對湖泊沉積物的深入研究，對于關于有機質對湖泊水環境物質循環方面影響的研究具有積極的意義，畢竟有機質是湖泊生態系統中的必不可少的一部分。目前，在中國的湖泊中，約62%未受到大面積有機污染物的污染。在污染湖泊中，22%以上的湖泊受到嚴重污染。湖泊有機質含量的與日俱增，其產生的污染日益成為湖泊沉積物研究的重要研究方向[4]。

有機質在水生生態系統的理化性質方面的調節，具有不可替代的作用。通過近期的一系列研究數據，營養鹽負荷和食物網的結構同水體中的溶解有機物(DOM)共同影響著這個水生生態系統的變化與發展[5]。在沉積物中的有機質與水界面磷的化學循環兩者之間存在密切的聯系。通過礦化得到分解之后，得到的磷有很強的不穩定性，易產生活性因子，加快水體富營養化，從而對生命體在水中的成長產生重要作用[6]。

湖泊沉積物有機質含量與湖泊沉積物污染程度密切相關。一些學者對中國長江中下游地區的11個湖泊表層沉積物為研究對象，開展了對其有機質含量和分布特征的研究和分析，實驗結果表明，沉積物中有機質含量可能對湖泊沉積物污染有著深遠影響[7]。

通過對于湖泊沉積物中有機質的分布情況的分析研究、通過分析富集反應對于原始母質形成的影響，對于成油的生源物質的轉化情形研究以及各種沉積模式的建立具有重要的作用[8]。結果表明，成巖作用對湖泊沉積物中有機物遷移富集過程影響明顯，改變了沉積物中C/N和δ～(13)C_(org)，為此甚至影響這些參數對原始母質來源的判斷[9]。

2.2.2 查干湖水質特征及其沉積物的分析過程

通過對已發表的查干湖論文進行文獻綜述，發現查干湖水質已經接近于三類標準，非離子氨也遠遠背離漁業水質的相關標準，BOD5自引松渠道-新廟泡入口-川頭閘-查干湖中心呈現逐漸減少趨勢，這樣的結果更加可以得出這樣的結論：有機物為BOD5是水田區及新廟泡的生物的重要組成部分；溶解氧(DO)多年來，均高于平均為7.4 mg/L的三類水質標準；透明度(SD)較低但呈現出增加趨勢，與湖泊沉積物有很大關系[10]。因此，可以得出，有關于近期查干湖沉積物中的有機物含量對于水質的變化具有極其重要的作用。部雪嬌等近期研究，對于查干湖湖泊沉積物中元素的空間分布特征及其潛在生態危害進行了細致的分析研究，最終得出：湖底表層底泥具有比其周圍土壤中豐富的元素，如Ca、Cl、Mg、Hg、Cd等(圖1)，并且其潛在生態危害性均較小。

圖1 查干湖表層底泥中元素的富集特點

2.3 研究內容

(1)分析各柱狀巖芯沉積物中有機質的含量特征。

(2)結合經濟數據分析各巖芯沉積物中有機質的污染歷史。

(3)對比分析不同巖芯間有機質含量變化的差異。

3 查干湖區域概況及研究方法

3.1 研究區概況

查干湖(Lake Chagan)，又名“查干淖爾”是蒙語，有白色泡子的意思。受宣傳影響，被人稱為“圣水湖”。查干湖位于吉林省松原市下屬的前郭、大安和乾安等縣的金三角地帶，查干湖有三個姊妹湖，分別是辛甸泡、新廟泡和庫里泡。查干湖湖面面積廣闊，其一般最大湖水面307 km2。湖岸線綿長曲折，周長可達104.5 km，蓄水高程130 m。整個湖泊東西寬17 km，南北長37 km，四周景色宜人，環境優雅，風光旖旎，是吉林省西部地區重要的生態屏障，同時也是全國著名的旅游勝地，漁業和蘆葦生產基地。

3.2 沉積物樣品的采集與預處理

在查干湖上選取3個沉積物采樣點，以GPS定位，坐標分別為1號點(45°13′52.73″N，124°14′44.59″E)、2號點(45°11′31.89″N，124°16′49.52″E)和3號點(45°15′33.91″N，124°12′52.79″E)。用活塞式采樣器依次采取不同采樣點長度為15 cm、48 cm和45 cm的柱狀巖芯樣品，并在現場以1 cm的間距對沉積柱剖面樣品進行切割。將所采集樣品用聚乙烯自封袋盛裝后運回實驗室，經過冷凍干燥機干燥后，挑出塑料和石塊等雜質，用瑪瑙研球機充分粉碎，過120目尼龍篩，用聚乙烯自封袋盛裝待用(圖2)。

圖2 查干湖的湖泊沉積物采樣點位置

3.3 實驗設計

沉積物有機質測量選用重鉻酸鉀容量法，又名外加熱法。

3.3.1 操作方法

(1)稱取風干土樣0.20～0.21 g(精確到小數點后四位)，放入一干凈干燥的試管中，用移液管準確加入0.8000 mol/L(1/6K2Cr2O7)標準溶液5 mL，用注射器加入5 mL濃H2SO4充分搖勻，管口蓋上彎頸小漏斗，以冷凝蒸出水汽。

(2)將12個試管盛于鐵絲籠中，每籠中均有2個承裝石英的空白試管。放入溫度為185～190 ℃的油鍋中，放入后嚴格控制電爐，使其油浴鍋的溫度降低并維持在170～180 ℃之間，待試管內液體沸騰發生氣泡時開始計時，煮沸5 min，取出試管。

(3)冷卻后，改用250 mL三角瓶盛裝，反復用蒸餾水沖洗試管，將全部內容物移至錐形瓶中總體積控制在60～70 mL，保持混合液中(1/2H2SO4)濃度為2 mol/L，然后用鄰啡羅啉指示劑，加指示劑2滴，此時溶液呈橙黃色。用標準的0.2 mol/L的FeSO4滴定，滴定過程中不斷震蕩搖動錐形瓶，直至溶液的顏色由橙黃色經藍綠變為磚紅色，即為滴定結束。記錄FeSO4所耗用毫升數(V)。

(4)每一批樣品測定時，還要進行2個空白試驗，即用0.5 g石英代替土樣，其余步驟相同。并記下FeSO4所耗用毫升數(V0)，取兩者的平均值。

3.3.2 結果計算

在本反應中，平均有機質氧化率為90%，所以1.1為氧化校正常數。有機質中碳的含量為58%，100 g有機質中約有58 g碳，1 g碳約等于1.724 g有機質。由前面的兩個反應式可知：1 mol的K2Cr2O7可氧化3/2 mol的C，滴定1 mol K2Cr2O7，可消耗6 mol FeSO4，則消耗1 mol FeSO4即氧化了3/2×1/6C=1/4C=3。

計算公式為：

有機質，g/kg=

(1)

式(1)中：V0為空白石英試驗所消耗FeSO4標準溶液體積，mL；V為試樣測定所消耗FeSO4標準溶液體積，mL；c為FeSO4標準溶液的濃度，mol/L；0.003為1/4碳原子的毫摩爾質量，g；1.724為由有機碳換算成有機質的系數；1.10為氧化校正系數；m為風干試樣的質量，g；1000為換算成每kg含量。

平行測定值用算術平均值表示，并保留三位有效數字。得出的數據進行分析，并對比不同巖芯間有機質含量變化。運用ArcGIS10.2.2完成采樣點分布圖，用SPSS做數據分析統計，并用Origin8.5上完成相應的數據圖，使其有機質含量分布變化更加明晰。

4 查干湖沉積物中有機質的空間分布特征

4.1 查干湖柱狀巖芯沉積物有機質含量空間分異特征

4.1.1 各采樣點沉積柱中15 cm至表層有機質含量的差異性分析

由于查干湖所采集的三個柱狀沉積巖芯的深度不一致，1、2和3號巖芯長度分別為15、48和45 cm，故選取15 cm以上的沉積物有機質含量對近年來湖泊的營養元素輸入歷史進行整體性分析。表1為查干湖湖底沉積物中有機質在不同采樣點15 cm至表層的平均含量及其特征值結果。從表1中可以得知3個沉積柱在同一深度的空間內有機質含量范圍在1.648～15.023、5.478～34.838、2.187～12.661 g/kg，平均含量分別為5.885 g/kg、25.950 g/kg和8.409 g/kg，2號采樣點沉積物中有機質的平均含量明顯高于其他采樣點。方差(VA)是判斷衡量一組數據離散程度的一種度量。在表1中也可以得出三個沉積柱中有機質含量的VA分別為13.861 g/kg、44.763 g/kg和28.295 g/kg，1號采樣點的VA最小，說明1號采樣點的離散程度較弱，整體的變化幅度不大，長久以來有機質含量相對穩定。2號點的VA接近于1號點的4倍，其離散程度相對來說是極強的，表明此點區內近幾年的沉積物中有機質含量變化幅度特別大，存在外界干擾變化，湖泊相對不穩定。

4.1.2 采樣點沉積柱中48 cm至表層有機質含量的差異性分析

為進一步研究查干湖有機質含量的歷史沉積特征，選取2號和3號兩根深度較大的沉積巖芯進行分析。根據SPSS進行t檢驗判斷2、3號樣點有機質含量均值大小(表2)，2、3號兩組采樣點沉積柱中有機質濃度均值分別為15.263 g/kg、7.820 g/kg。t檢驗是為了比較兩個樣品平均數差異顯著程度，用t分布理論來分析推論其差異發生的概率。如表3，sig.(雙側)<0.05，表明兩組樣品濃度結果有顯著性差異，由于兩者均值為15.263 g/kg>7.820 g/kg，因而2號采樣點沉積柱中有機質的濃度大于3號采樣點(圖3)。

表1 不同采樣點沉積柱中15 cm至表層有機質含量特征值

圖3 15 cm至表層不同采樣點沉積物柱的

表2 采樣點2、3兩組的沉積物中有機質濃度統計量

4.2 查干湖沉積巖芯有機質含量垂向分布特征

3個沉積柱底泥剖面中有機質的含量(圖3、4)，3個采樣點的從底層到表層總體趨勢大體上是一致的，都是表層年份較近的沉積層里有機質含量偏多，在年份越遠的沉積層中有機質的含量相對減少[11,12]。1號點樣品在深度3 cm和8 cm時有明顯峰值。2號點沉積柱中有機質濃度在深度為17 cm前后有明顯兩種不同的變化趨勢。在d≥17 cm時，整體濃度在5.478～15.725 g/kg范圍內波動，總體其濃度變化值相對較小，趨于平緩；但在d<17cm時，濃度在9.870～34.838 g/kg范圍內，變化明顯且呈波動性持續性增長。3號點垂直方向有機質含量變化趨勢無明顯規律，變化幅度在2.187～12.661 g/kg，但相對于3號點局部波動來說，在深度為3 cm和8 cm時也有相應峰值(圖3)，表明1、3號采樣點沉積柱中有機質含量很有可能在這段時間內受到相同的影響因素共同作用，使采樣點位置湖泊環境發生較大變化。結果表明，近年來查干湖的有機質含量大體上呈波動上升的趨勢，局部地區表現明顯，指數式爆發增長。但局部地區其含量隨時間變化相對含量穩定，在一定區域內反復波動。

表3 采樣點2、3兩組的沉積物中有機質濃度獨立樣本檢驗

4.3 查干湖沉積巖芯有機質含量來源分析

沉積物是污染環境物質和流域侵蝕的主要承載體，保留了人為活動和湖泊流域內自然變化所造成的水質改變等具有意義的歷史信息。1984年修通了人工運河，將松花江的水注入查干湖，使該地區自然狀況和生態環境有了翻天覆地的變化[13,14]。近30年來查干湖周邊的經濟狀況呈指數增長模式，除了旅游業第三產業快速發展外，還以第一第二產業的資源型發展為主，例如農業、漁業、牧業和石油提煉等等。目前，離實驗采樣點最近的乾安縣，已經成為10萬畝黃金小米雜糧雜豆種植示范區并且新生牧場也建在其中，加強了查干湖周邊地區的農業種植和畜牧業的發展，也使大量含有有機質的農業牧業廢水進入湖區。與此同時，20世紀70年代以來，吉林油田在查干湖打了許多油井，直接鉆到湖底[15]。石油資源的開發利用興起了查干湖工業的發展建設，新立采油廠，中化長山化肥廠，大唐長山熱電站陸陸續續建在查干湖附近，使得大量工業廢水進入湖區。此外，漁業生產作為查干湖主要的經濟發展模式，更較為直接的影響查干湖的水體環境(圖4)。

圖4 采樣點2、3號沉積物柱的有機質濃度隨深度變化趨勢

綜上分析，2號點沉積柱有機質平均含量最大，有很大程度上是由于附近的新生牧場發展所帶來的牲畜糞便及周圍乾安縣村屯生產黃金小米雜糧雜豆中產生的退水經由地表、地下遷移，匯入到查干湖中，使其有機污染加劇，總體有機質含量較多。而2、3號采樣點在垂直分布上，深度為17 cm前后有明顯兩種不同的變化趨勢，主要與政府修建引淞渠有關，大大影響了查干湖的內在結構和經濟結構，使更多的農業，牧業、漁業興起，加大了有機質的進入。

5 結論

(1)查干湖研究區3個采樣點的柱狀沉積物中，1號采樣點的離散程度較弱，整體的變化幅度不大，近幾年有機質含量相對穩定。2號點離散程度相對來說是極強，近幾年的沉積物中有機質含量變化幅度特別大，湖泊相對不穩定。2號點的有機質含量最多，均值為15.263 g/kg。

(2)3個采樣點的有機質總體變化趨勢是增加的，但地域性差異顯著，人為影響較大的有機質與深度顯著相關。2號點位置有機質含量近幾年快速升高，在深度17 cm附近增長速度發生明顯改變。而1、3號兩組點位都呈現波動性穩定狀態，有小幅度含量增長趨勢，但在3 cm與8 cm附近含量出現了較大變化。

(3)查干湖有機質含量及其分布主要受人為因素影響，與經濟增長模式大體上成正相關關系。