鄒 偉，朱廣偉，蔡永久，許 海，朱夢圓，龔志軍，張運(yùn)林，秦伯強(qiáng)

(1：中國科學(xué)院南京地理與湖泊研究所，湖泊與環(huán)境國家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，南京 210008) (2：中國科學(xué)院大學(xué)，北京 100049)

湖泊富營養(yǎng)化指的是隨著水體氮、磷等生源要素的富集，浮游植物發(fā)生異常增殖并伴隨著水生生態(tài)系統(tǒng)完整性和服務(wù)功能下降的現(xiàn)象，是淡水生態(tài)系統(tǒng)退化常見誘因之一[1-3]. 針對湖泊富營養(yǎng)化問題，近年來開展了大量的生態(tài)修復(fù)工作，比如削減外源營養(yǎng)鹽輸入[4]、恢復(fù)大型水生植物[5]、加快水體沖刷速率[6]、開展生物操控[7]等. 在富營養(yǎng)化問題診斷及生態(tài)修復(fù)過程中，準(zhǔn)確的富營養(yǎng)化現(xiàn)狀評估和診斷技術(shù)就顯得尤為重要. 為此，國內(nèi)外學(xué)者根據(jù)富營養(yǎng)化的發(fā)生發(fā)展機(jī)制、外在表征、富營養(yǎng)化風(fēng)險(xiǎn)主控因子的研究結(jié)果，提出了一系列的富營養(yǎng)化評估指標(biāo).

概括來說，富營養(yǎng)化評估指數(shù)可以簡單的劃分為兩類. 第一類是理化指標(biāo)，比如氮、磷往往是浮游植物生長的限制因子，因此總氮(TN)和總磷(TP)被認(rèn)為是富營養(yǎng)化評估的重要指標(biāo)[8- 9]. 此外，水體透明度(SD)、高錳酸鹽指數(shù)(CODMn)以及沉積物水界面溶解氧等對藻類生物量具有良好的指示意義，也被廣泛應(yīng)用于水體富營養(yǎng)化評估[10-11]. 第二類是生物指標(biāo)，如浮游植物總生物量、葉綠素a(Chl.a)濃度[12-13]、底棲動物富營養(yǎng)化指示種豐度[14]以及大型水生植被豐度等[15]. 在眾多的富營養(yǎng)化評估指數(shù)中，TN、TP、SD、CODMn和Chl.a在湖庫富營養(yǎng)化評價(jià)中的應(yīng)用非常廣泛，主要原因是這5個(gè)指標(biāo)對富營養(yǎng)化水平及相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)具備較好的指示意義且操作簡單. 在實(shí)際運(yùn)用中，國內(nèi)外學(xué)者往往結(jié)合上述5個(gè)指標(biāo)的部分或者全部構(gòu)建成多種綜合富營養(yǎng)化評估指數(shù). 比如，在深水湖泊中，SD是藻類生物量的良好指示，因此卡爾森等人以該指標(biāo)為核心，結(jié)合TP和Chl.a建立了營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)(Trophic State Index,TSI)[11]. 事實(shí)上，SD對藻類生物量的指示意義很容易受到非藻類濁度的影響[16-17]；相比較而言，Chl.a對藻類生物量的指示更加穩(wěn)定. 因此，日本學(xué)者以Chl.a為核心，結(jié)合SD與TP構(gòu)建了修正營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)(Modified trophic state index,TSIm)[18]. 此外，中國學(xué)者認(rèn)為，TN在國內(nèi)的湖庫中常成為藻類的限制因子，且CODMn也是藻類生物量良好的間接體現(xiàn)，因此中國學(xué)者借鑒了TSIm的構(gòu)建方法，以Chl.a為核心建立了基于“五指標(biāo)””的綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)(Comprehensive trophic level index,TLI)，且在國內(nèi)應(yīng)用非常廣泛[10].TLI的構(gòu)建基本思路如下(同TSIm). 該指數(shù)將富營養(yǎng)化水平劃分為0～100的連續(xù)分值，分值越高表示富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)越高. 此外，該指數(shù)假設(shè)水體的Chl.a達(dá)到1000 μg/L時(shí)對應(yīng)TLI(Chl.a)得分為100分；Chl.a濃度為0.1 μg/L時(shí)對應(yīng)TLI(Chl.a)得分為0分(生態(tài)學(xué)原理請參照TSIm原文[18]). 據(jù)此得出基于Chl.a的基礎(chǔ)評估方程：TLI(Chl.a)=10 (2.5+1.086 ln Chl.a)[10]. 結(jié)合水質(zhì)理化指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)和Chl.a之間的關(guān)系式，推導(dǎo)出水質(zhì)理化指標(biāo)的富營養(yǎng)化評估公式和相應(yīng)閾值[18]. 因此，對于特定湖泊或者湖泊類型的富營養(yǎng)化評估而言，TLI(TN)、TLI(TP)、TLI(SD)和TLI(CODMn)評估結(jié)果的可靠性很大程度上取決于待評估水體的Chl.a和物理化學(xué)指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)的響應(yīng)關(guān)系是否仍然滿足TLI指數(shù)所采用的相關(guān)關(guān)系式.

然而，湖泊水文形態(tài)要素(如湖泊換水周期)[19]、物理化學(xué)要素(如光照條件)[20]、生物要素(如大型浮游動物群落結(jié)構(gòu))[21]以及氣候變化[22]均能夠?qū)hl.a和物理化學(xué)指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)之間的響應(yīng)關(guān)系產(chǎn)生極大影響，進(jìn)而影響TLI(TN)、TLI(TP)、TLI(SD)和TLI(CODMn)評估結(jié)果的可靠性. 對于長江中下游湖庫而言，該區(qū)域的自然水體多為淺水(3～15 m)或極淺水湖泊(<3 m)，沉積物再懸浮作用強(qiáng)烈[23]，因此水體的無機(jī)懸浮顆粒物濃度(ISS)較高. ISS是水體SD降低的重要因素，因此會影響SD和Chl.a之間的關(guān)系[24]. 此外，在ISS濃度較高的水體，一般顆粒態(tài)營養(yǎng)鹽比重會相對較高，降低藻類對營養(yǎng)鹽的生物可利用性[25]，影響營養(yǎng)鹽和Chl.a之間的響應(yīng)關(guān)系. 在這些自然水體當(dāng)中，部分通江湖泊水滯留時(shí)間較短，因此高的換水速率很可能會抑制藻類的生長，降低Chl.a對營養(yǎng)鹽的敏感度[26]. 與之相對應(yīng)的是，東部平原地區(qū)的人工水庫水深較深(>15 m)，無機(jī)顆粒物濃度較低，換水周期相對較長，藻類對營養(yǎng)鹽的吸收利用效率可能會相對較高. 因此，我們認(rèn)為長江中下游湖庫巨大的水文形態(tài)背景差異很可能會對應(yīng)著復(fù)雜多變的Chl.a和物理化學(xué)指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)的響應(yīng)關(guān)系. 在特定的湖泊類型下，這些響應(yīng)關(guān)系很可能已經(jīng)嚴(yán)重偏離TLI構(gòu)建時(shí)所采用的關(guān)系式. 此時(shí)，基于理化參數(shù)(TN、TP、SD和CODMn)和基于Chl.a的TLI指數(shù)評估結(jié)果很可能會出現(xiàn)嚴(yán)重不匹配的現(xiàn)象. 而Chl.a才是富營養(yǎng)化評估的最終指示，因?yàn)槠淠軌蛑苯臃从碃I養(yǎng)鹽富集的相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)和生態(tài)系統(tǒng)功能完整性[27]. 因此，如果基于水質(zhì)理化指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)和基于Chl.a的TLI指數(shù)評估結(jié)果出現(xiàn)嚴(yán)重不匹配的現(xiàn)象，則說明現(xiàn)有的基于水質(zhì)理化指標(biāo)的TLI指數(shù)評估方法有待改進(jìn).

據(jù)此，本研究通過比較基于水質(zhì)理化指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)和基于Chl.a的TLI指數(shù)評估結(jié)果，以期論證全國通用的基于水質(zhì)理化指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)TLI評估公式是否會導(dǎo)致長江中下游特定湖泊或者湖泊類型富營養(yǎng)化水平的錯(cuò)誤估計(jì). 主要研究內(nèi)容如下：1)闡明東部平原典型湖庫的營養(yǎng)狀態(tài)和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)(Chl.a)的現(xiàn)狀；2)比較長江中下游湖庫基于水質(zhì)理化指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)和基于生物參數(shù)(Chl.a)的TLI指數(shù)評估結(jié)果的差異并分析背后的原因；3)提出一些改進(jìn)水質(zhì)理化指標(biāo)富營養(yǎng)化評估方法的建議.

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)域概況

長江中下游地區(qū)屬于典型的東亞季風(fēng)氣候，濕潤多雨、雨熱同期、四季分明是本地區(qū)氣候的典型特征[28]. 該地區(qū)是我國自然淡水湖泊分布最為密集的區(qū)域，平均湖泊率約為9.6%. 據(jù)統(tǒng)計(jì)，長江中下游地區(qū)面積大于10 km2的自然湖泊總面積為14226 km2，約占相同級別中國淡水湖泊總面積的51.3%[28]. 在中國著名的五大淡水湖中，鄱陽湖、洞庭湖、太湖和巢湖均位于長江中下游區(qū)域[28]. 上述自然湖泊較為突出的生態(tài)特征是水深較淺，風(fēng)浪引起的沉積物再懸浮作用較強(qiáng)；且一些通江湖泊表現(xiàn)出很短的換水周期[28]. 另一方面，為了滿足防洪防汛、飲用水供應(yīng)等需求，該區(qū)域建設(shè)了大量的人工水庫. 這些人工水體主要的水文形態(tài)特征是水深較深(>15 m)、換水周期相對較長. 此外，長江流域是我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的熱點(diǎn)區(qū)域. 據(jù)統(tǒng)計(jì)，長江流域以占全國不足18%的國土面積集中了40%以上的人口和國內(nèi)生產(chǎn)總值[29]. 在經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得巨大成就的同時(shí)，也不可避免地對湖區(qū)環(huán)境和生態(tài)產(chǎn)生了不利的影響，其中由于水體氮、磷富集所造成的浮游植物異常增殖問題已經(jīng)成為該區(qū)域水生態(tài)環(huán)境惡化的主要原因之一[29-30].

1.2 樣品采集與分析

本研究選取了長江中下游地區(qū)3種不同類型(非通江淺水湖泊、通江淺水湖泊、深水水庫)的19個(gè)湖庫(共計(jì)124個(gè)采樣點(diǎn)，圖1)，采集和分析了水質(zhì)理化指標(biāo)和Chl.a. 采樣時(shí)間為2018年7-8月，主要原因是夏季溫度因子一般不構(gòu)成藻類生長的限制因子，從而更容易厘清藻類生物量指標(biāo)(Chl.a)和物理化學(xué)指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)的關(guān)系. 水深(WD)和透明度(SD)分別利用Speedtech測深儀和塞氏盤現(xiàn)場測定. 用5 L的采水器采集表層50 cm水樣，冷藏帶回實(shí)驗(yàn)室后分析各水質(zhì)指標(biāo)，包括TN、TP、CODMn、Chl.a、總懸浮顆粒物(TSS)、有機(jī)懸浮顆粒物(OSS)和無機(jī)懸浮顆粒物(ISS). 其中，TN濃度采用過硫酸鉀消解紫外分光光度法測定，TP濃度采用鉬酸銨分光光度法測定，CODMn采用高錳酸鹽滴定法測定，Chl.a濃度采用熱乙醇萃取分光光度法測定. TSS濃度測定采取105℃烘干重量法，然后采用550℃馬弗爐灼燒，剩余灰分為ISS濃度[31].

圖1 本研究調(diào)查的長江中下游湖庫分布(湖泊代碼1～4為深水水庫，5～16為非通江淺水湖泊，17～19為通江淺水湖泊. 各數(shù)字代碼對應(yīng)的湖泊名稱如下：1 太平水庫、2 響洪甸水庫、3 佛子嶺水庫、4 柘林水庫、5 龍感湖、6 黃大湖、7 巢湖、8 白馬湖、9 陽澄湖、10 滆湖、11 太湖、12 黃蓋湖、13 洪湖、14 長湖、15 武山湖、16 武昌東湖、17 鄱陽湖、18 大通湖、19 洞庭湖)Fig.1 Spatial distribution of investigated lakes along the middle and lower reaches of the Yangtze River (The numerical order from 1-4 are the deep reservoirs, the numerical order from 5 to 16 are the Yangtze-isolated shallow lakes, the numerical order from 17-19 are the Yangtze-connected shallow lakes. The lake names corresponding to each numerical code are as follows: 1 Taiping Reservoir, 2 Xianghongdian Reservoir, 3 Foziling Reservoir, 4 Zhelin Reservoir, 5 Lake Longgan, 6 Lake Huangda, 7 Lake Chaohu, 8 Lake Baima, 9 Lake Yangcheng, 10 Lake Ge, 11 Lake Taihu, 12 Lake Huanggai, 13 Lake Hong, 14 Lake Chang, 15 Lake Wushan, 16 Wuchang East Lake, 17 Lake Poyang, 18 Lake Datong, 19 Lake Dongting)

1.3 數(shù)據(jù)分析

非通江淺水湖泊、通江淺水湖泊以及深水水庫的生態(tài)背景差異可能會顯著改變藻類對營養(yǎng)鹽的敏感度，使得特定湖泊或者湖泊類型對應(yīng)的Chl.a-TN(或TP)的壓力響應(yīng)關(guān)系與TLI構(gòu)建所采用的響應(yīng)關(guān)系存在顯著差異[32]，導(dǎo)致TLI(Chl.a)和TLI(TN)、TLI(TP)的評估結(jié)果出現(xiàn)嚴(yán)重不匹配的現(xiàn)象. 因?yàn)門LI(Chl.a)是最終指示，所以如果某特定湖泊或者湖泊類型TLI(TN)和TLI(TP)的得分顯著低于TLI(Chl.a)的得分，則說明基于TLI(TN)和TLI(TP)的結(jié)果低估了實(shí)際的富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn). 同理，我們比較了每個(gè)湖泊或者湖泊類型下的TLI(Chl.a)和TLI(SD)、TLI(CODMn)的富營養(yǎng)化水平評估結(jié)果，如果TLI(SD)以及TLI(CODMn)的得分顯著低于TLI(Chl.a)，說明某特定湖泊或者湖泊類型的TLI(SD)和TLI(CODMn)的結(jié)果低估了實(shí)際的富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn).

差異性分析方面，若數(shù)據(jù)滿足正態(tài)性、獨(dú)立性和方差齊性，即采用單因素方差分析；若數(shù)據(jù)滿足正態(tài)性和獨(dú)立性但不滿足方差齊性，則利用Welch矯正的方差分析；若不滿足參數(shù)檢驗(yàn)前提條件，則用非參數(shù)Kruskal-Wallis檢驗(yàn). 多重比較方法的選擇根據(jù)數(shù)據(jù)是否滿足方差齊性采用Tukey-Test 檢驗(yàn)或Games-Howell 檢驗(yàn). 本研究中使用的回歸分析(如Chl.a和TP)均采用基于最小二乘法的一元線性回歸. 本文的差異性檢驗(yàn)和回歸分析均利用SPSS 19.0完成.

2 結(jié)果

2.1 湖庫富營養(yǎng)化背景

單因素方差分析表明富營養(yǎng)化水質(zhì)理化指標(biāo)和Chl.a在3種湖泊類型中均存在顯著差異(P<0.001). 營養(yǎng)鹽方面，非通江淺水湖泊和通江淺水湖泊的TN濃度分別為2.03±1.92和1.53±0.47 mg/L，且不存在顯著性差異(P>0.05)，但均顯著高于人工水庫中的TN濃度(0.89±0.17 mg/L,P<0.05). TP最低濃度也出現(xiàn)在人工水庫(7.92±3.12 μg/L)，顯著低于非通江淺水湖泊(180.09±192.16 μg/L)和通江淺水湖泊(157.23±198.4 μg/L,P<0.05). 與營養(yǎng)鹽空間分布不同的是，Chl.a濃度在3種湖泊類型之間均存在顯著性差異. 非通江淺水湖泊約是通江淺水湖泊Chl.a濃度的11倍，而營養(yǎng)鹽的對應(yīng)倍數(shù)關(guān)系為1～1.5倍，說明在通江淺水湖泊中，夏季浮游植物對營養(yǎng)鹽的吸收利用效率顯著低于非通江淺水湖泊. CODMn的最高值仍出現(xiàn)在非通江淺水湖泊中(6.60±1.49 mg/L)，且顯著高于通江淺水湖泊(2.98±1.17 mg/L)和人工水庫(2.00±0.50 mg/L,P<0.05). SD表現(xiàn)出與Chl.a相反的空間分布模式(表1).

表1 長江中下游主要湖庫類型的富營養(yǎng)化參數(shù)值*

*不同的小寫字母表示兩個(gè)湖泊類型之間的多重比較結(jié)果具有顯著性差異(P<0.05).

2.2 基于水質(zhì)理化指標(biāo)和基于Chl.a的TLI指數(shù)評估結(jié)果比較

2.2.1TLI(TN)、TLI(TP)和TLI(Chl.a)的比較 差異性分析結(jié)果表明，3種湖泊類型下TLI(TN)和TLI(TP)的得分均與TLI(Chl.a)的得分存在顯著差異(P<0.05). 對于非通江淺水湖泊，TLI(TN)和TLI(TP)的得分分別為62.17±10.32和61.24±12.46，均顯著(P<0.05)低于TLI(Chl.a)的得分(70.45±10.29). 然而，通江淺水湖泊三者關(guān)系卻表現(xiàn)出相反的趨勢，TLI(Chl.a)的得分為47.64±9.38，顯著低于TLI(TN)(60.73±6.50)和TLI(TP)(55.34±15.63)的得分(P<0.05)，表明通江淺水湖泊的TLI(TN)和TLI(TP)的評估結(jié)果高估了實(shí)際的富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn). 對于深水水庫而言，TLI(TN)的得分(52.19±3.22)顯著高于TLI(Chl.a)的得分(38.03±6.38)(P<0.05)，而TLI(TP)的得分(14.54±6.74)顯著低于TLI(Chl.a)的得分(38.03±6.38)(P<0.05)，表明在深水水庫中，浮游植物對氮和磷的吸收利用效率存在巨大差異，浮游植物對磷的響應(yīng)敏感度明顯高于氮(表2).

2.2.2TLI(SD)、TLI(CODMn)和TLI(Chl.a)的比較 差異性分析結(jié)果表明，3種湖泊類型下TLI(SD)和TLI(CODMn)的得分均與TLI(Chl.a)的得分存在顯著差異(P<0.05). 非通江淺水湖TLI(SD)的得分(73.29±14.16)略高于TLI(Chl.a)的得分(70.45±10.29)，但不存在顯著性差異. 然而，對于通江淺水湖泊而言，TLI(SD)的得分(61.06±10.93)顯著高于TLI(Chl.a)的得分(47.63±9.38)(P<0.05)，表明TLI(SD)的評估結(jié)果顯著高估了實(shí)際的富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn). 與之相反的是，深水水庫TLI(SD)的結(jié)果顯著低估了實(shí)際的富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn). 本研究的3種湖泊類型TLI(CODMn)得分均顯著低于TLI(Chl.a)，且評估絕對差值均達(dá)到20分左右(表3).

表2 長江中下游主要湖庫類型的TLI(TN)、TLI(TP)以及TLI(Chl.a)得分*

*不同的小寫字母表示兩個(gè)湖泊類型之間的多重比較結(jié)果具有顯著性差異(P<0.05).

表3 金沙河水庫全年水環(huán)境因子平均值

*不同的小寫字母表示兩個(gè)湖泊類型之間的多重比較結(jié)果具有顯著性差異(P<0.05).

3 討論

3.1 長江中下游湖庫基于理化指標(biāo)和基于Chl.a的TLI評估結(jié)果差異歸因分析

事實(shí)上，本研究中基于水質(zhì)理化指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)和基于Chl.a的TLI指數(shù)評估結(jié)果不匹配是可預(yù)測的. 長江中下游湖庫巨大的生態(tài)背景差異必然對應(yīng)著復(fù)雜多變的水質(zhì)理化指標(biāo)和Chl.a的響應(yīng)關(guān)系. 因此，對于水質(zhì)理化指標(biāo)而言，基于同一響應(yīng)關(guān)系建立的全國通用評估公式在該區(qū)域特定湖泊或湖泊類型的適用性和評估結(jié)果的可靠性難以保證.

就營養(yǎng)鹽的指示意義而言，長江中下游區(qū)域的TLI(TN)和TLI(TP)評估結(jié)果對富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)指示意義較差. 非通江淺水湖泊的TLI(TN)和TLI(TP)得分顯著低于TLI(Chl.a)(P<0.05)，表明該湖泊類型中Chl.a對營養(yǎng)鹽的利用效率比TLI指數(shù)構(gòu)建所對應(yīng)湖泊中的效率更高. 與之相反的是，對于通江淺水湖泊而言，較高的營養(yǎng)鹽卻對應(yīng)較低的Chl.a濃度，從而導(dǎo)致TLI(TN)和TLI(TP)的得分顯著高于TLI(Chl.a). 導(dǎo)致該現(xiàn)象的原因可能主要有以下兩個(gè)方面：首先，通江湖泊具備很短的換水周期，較強(qiáng)的沖刷作用使得浮游植物很難達(dá)到對應(yīng)營養(yǎng)鹽所支持的最大生物量[8]；其次，這些通江湖泊的ISS濃度(ISS=18.95±20.93 mg/L)和ISS占TSS比重(ISS/TSS=0.76±0.15)均很高，較高的ISS濃度會降低藻類的光照可獲得性以及對應(yīng)相對較低的營養(yǎng)鹽生物可獲得性，從而降低了浮游植物對營養(yǎng)鹽的響應(yīng)[16,33]. 對于個(gè)別湖泊可能存在一些其他的因素抑制了藻類對營養(yǎng)鹽的響應(yīng). 比如大通湖，除了較快的沖刷作用以及較高的ISS濃度，該湖泊還表現(xiàn)出極低的氮磷比(N∶P=1.53±0.41)和可能的“下行控制效應(yīng)”[34]，從而導(dǎo)致該湖泊極高的TP濃度和較低的Chl.a濃度(TP：527.32±98.15 μg/L；Chl.a：7.00±1.96 μg/L). 對于深水水庫而言，該湖泊類型具備更長的換水周期和很低的水相無機(jī)顆粒物濃度，有利于藻類對營養(yǎng)鹽(氮和磷)的吸收轉(zhuǎn)化. 然而，對于深水水庫而言，氮磷質(zhì)量比值高達(dá)132.02±58.01，意味著磷很可能是深水湖泊浮游植物生長的限制因子，氮對于浮游植物來說是過飽和的[35]，因此該湖泊類型的TLI(TN)和TLI(TP)分別對應(yīng)了高估和低估實(shí)際富營養(yǎng)化水平和風(fēng)險(xiǎn)的現(xiàn)象. 然而，需要注意的是，在深水水庫中，雖然兩者都表現(xiàn)出了基于營養(yǎng)鹽和基于Chl.a的TLI評估結(jié)果不匹配的現(xiàn)象，但兩者背后的原因完全不同. 通過構(gòu)建營養(yǎng)鹽(TN、TP)和Chl.a之間的關(guān)系可以發(fā)現(xiàn)(圖2)，Chl.a對TN表現(xiàn)出了負(fù)響應(yīng)關(guān)系且在統(tǒng)計(jì)上不顯著(P=0.35)，并伴隨著很低的決定系數(shù)(R2=0.08). 而Chl.a與TP之間表現(xiàn)出很好的響應(yīng)關(guān)系(R2=0.77,P<0.001). 因此，TLI(TN)和TLI(Chl.a)評估結(jié)果不匹配的原因在于TN在深水水庫中已經(jīng)不是浮游植物生長的限制因子，該參數(shù)已經(jīng)失去了富營養(yǎng)化風(fēng)險(xiǎn)的指示意義. 而TLI(TP)的低估是因?yàn)樯钏畮斓腃hl.a對TP的響應(yīng)更加敏感. 通過決定系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)TP是深水水庫富營養(yǎng)化評估優(yōu)良的指標(biāo)，其值的相對高低能夠很好地指示富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)的相對高低，只是TLI(TP)現(xiàn)有的評估公式和相應(yīng)閾值有待改進(jìn).

圖2 長江中下游地區(qū)深水水庫TN-Chl.a和TP-Chl.a的回歸分析Fig.2 Regression analysis of the relationships of TN-Chl.a and TP-Chl.a of the deep reservoir along the middle and lower reaches of the Yangtze River

對于SD而言，除了藻類生物量會造成SD的降低之外，ISS濃度也是影響透明度高低的重要因素[16]. 在通江淺水湖泊和深水水庫中，TLI(SD)的評估結(jié)果分別高估和低估了實(shí)際的富營養(yǎng)化水平. 其原因可能是深淺湖庫所對應(yīng)的ISS濃度存在顯著差異導(dǎo)致的. 對于通江淺水湖泊而言，風(fēng)浪擾動等因素造成的沉積物再懸浮作用很強(qiáng)[23]，使得ISS濃度很高(18.95±20.93 mg/L)，且占TSS比重也較高(76%)，因此可以說非藻類濁度是該湖泊類型SD降低的主要原因，從而導(dǎo)致了TLI(SD)的評估結(jié)果顯著高于TLI(Chl.a)的現(xiàn)象，即高估了實(shí)際的富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn). 與之相反的是深水水庫對應(yīng)的ISS濃度很低(0.20±0.25 mg/L)，且占TSS比重也較低(14%)，因此深水水庫ISS對SD降低的貢獻(xiàn)很低，從而導(dǎo)致TLI(SD)低估富營養(yǎng)化水平的結(jié)果.TLI(CODMn)在3種湖泊類型均低估了實(shí)際的富營養(yǎng)化水平，說明長江中下游絕大多數(shù)湖泊CODMn和Chl.a的關(guān)系與TLI指數(shù)采用的關(guān)系發(fā)生明顯錯(cuò)位或者不再滿足，TLI(CODMn)不適合本研究中3種湖泊類型的富營養(yǎng)化評估.

3.2 TLI長江中下游湖庫富營養(yǎng)化評估的建議

根據(jù)前文描述可以發(fā)現(xiàn)，對于物理化學(xué)參數(shù)而言，全國通用的富營養(yǎng)化評估公式在長江中下游湖庫的適用性較差，且評估結(jié)果往往伴隨高度的不確定性. 因此，針對長江中下游湖庫的富營養(yǎng)化評價(jià)我們有如下建議. 已有的研究表明，對于歷史數(shù)據(jù)充足的湖泊，可以采取“一湖一策”的評估和管理方法. 比如，Xu等認(rèn)為通用的綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)評估方法在特定的湖泊的應(yīng)用有限，往往會出現(xiàn)高估和低估實(shí)際富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)的現(xiàn)象. 并提出采用分位數(shù)回歸(Quantile Regression,QR)擬合特定湖泊的壓力數(shù)據(jù)(如：營養(yǎng)鹽)與響應(yīng)變量(如Chl.a)散點(diǎn)圖的上邊界，建立“一湖一策”的富營養(yǎng)化評估和管理體系[36]. 事實(shí)上，當(dāng)壓力數(shù)據(jù)(如營養(yǎng)鹽)與響應(yīng)變量(如Chl.a)的關(guān)系受到其他因素顯著影響的時(shí)候，基于最小二乘法的響應(yīng)關(guān)系式的應(yīng)用意義是很有限的，從統(tǒng)計(jì)參數(shù)上表現(xiàn)為較低的決定系數(shù)(R2)[37]. 相對于傳統(tǒng)的最小二乘法回歸，基于高級分位數(shù)(如95%分位數(shù))的回歸方法可以很好規(guī)避多種非營養(yǎng)鹽要素對藻類的影響，量化藻類對營養(yǎng)鹽的最大化響應(yīng)能力，從而制定準(zhǔn)確的評價(jià)方法和嚴(yán)格的管控方案，具有非常廣闊的應(yīng)用前景[38]. 此外，還有學(xué)者提出利用歷史數(shù)據(jù)基于最小二乘法回歸的方法構(gòu)建“一湖一策”的富營養(yǎng)化評估方法，也具有一定的應(yīng)用意義[39]. 對于長江中下游具有長時(shí)間序列歷史數(shù)據(jù)的湖庫，如太湖，均可以參照上述方法構(gòu)建“一湖一策”的富營養(yǎng)化評估和管理體系.

然而，并不是每個(gè)湖庫都具有充足的歷史數(shù)據(jù)用于探索生物要素和非生物要素之間的響應(yīng)關(guān)系. 此外，如歐盟水環(huán)境框架指令(Water Framework Directive, WFD)的建議，對水體過度劃分往往會帶來很大的財(cái)政負(fù)擔(dān)，尤其是對于一些小水體而言，可能是沒有必要的[40]. 此時(shí)，往往需要對湖泊進(jìn)一步分類，構(gòu)建基于湖泊類型的富營養(yǎng)化評估和管理方法[40]. 對于長江中下游面湖庫而言，換水周期、湖泊水深和面積比(影響水相ISS濃度)[23]顯著影響了Chl.a和其他4個(gè)物理化學(xué)指標(biāo)之間的響應(yīng)關(guān)系. 因此，對長江中下游區(qū)域的湖泊而言，可以考慮根據(jù)換水周期、湖泊面積水深比(或無級顆粒物濃度)進(jìn)行湖泊分類，并構(gòu)建“一類一策”的富營養(yǎng)化評估和管理體系.

具體的構(gòu)建過程需要有明確的指標(biāo)排除機(jī)制. 以本研究的3種湖泊類型為例，Chl.a與其余4個(gè)富營養(yǎng)化物理化學(xué)指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)之間的線性回歸結(jié)果表明，部分物理化學(xué)指標(biāo)已不適合應(yīng)用于特定湖泊類型的富營養(yǎng)化評估(表4). 概括來說可以分為兩類. 第一是原有的生態(tài)學(xué)過程不再成立，具體指的是通江淺水湖泊的TN、TP、SD和CODMn以及深水湖泊的TN，這些參數(shù)已經(jīng)不再滿足富營養(yǎng)化評估的基本生態(tài)學(xué)前提，比如TN在本研究的深水湖泊中不構(gòu)成藻類生長的限制因子(圖2)，其值的相對高低對富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)不再具有指示意義，體現(xiàn)為深水湖泊TN和Chl.a的一元線性回歸模型不顯著(P>0.05)(表4)，在篩選特定湖泊或者湖泊類型的理化指標(biāo)的富營養(yǎng)化評估候選指標(biāo)時(shí)應(yīng)該予以剔除. 第二，非通江淺水湖泊的SD以及深水水庫的CODMn對富營養(yǎng)化的指示意義不確定性過大，指示意義有限[41-42]. 以非通江淺水湖泊中SD為例，回歸分析表明Chl.a是造成該湖泊類型SD降低的本質(zhì)原因之一(P<0.001)，但Chl.a對SD變異的解釋度較低(R2=0.18)，95%的預(yù)測區(qū)間很寬(圖3). 該結(jié)果表明對于該湖泊類型中的特定樣點(diǎn)而言，同一Chl.a值對應(yīng)了變異范圍很大的SD值. 基于這種“不穩(wěn)定”的響應(yīng)關(guān)系構(gòu)建的評估公式和相應(yīng)閾值，其評估結(jié)果也必然對應(yīng)著很大的不確定性和較低的可靠性[41-42]. 比如有研究表明，太湖湖心的TSI指數(shù)得分反而高于北部湖灣[43]，然而太湖北部湖灣的藍(lán)藻水華災(zāi)害強(qiáng)度和頻度卻明顯高于湖心[3]. 事實(shí)上，這種令人困惑的評估結(jié)果就是SD在非通江淺水湖泊對于藻類生物量的指示意義不穩(wěn)定造成的. 因此，盡管本研究中非通江淺水湖泊的TLI(SD)得分和TLI(Chl.a)不存在顯著差異，但是由于SD在該湖泊類型藻類生物量的指示表現(xiàn)出了高度的“不穩(wěn)定性”，在指標(biāo)選取的時(shí)候應(yīng)該予以舍棄或者使用的時(shí)候充分考慮這種不確定性. 這種不確定性的主要量化表征方式為回歸模型的決定系數(shù)(R2). 此外，現(xiàn)有的TLI指數(shù)評估方程和閾值均是基于同一Chl.a和物理化學(xué)指標(biāo)的響應(yīng)關(guān)系得出的. 而在特定的湖泊類型中，Chl.a和物理化學(xué)指標(biāo)之間的關(guān)系會發(fā)生顯著變化(如回歸曲線的斜率和常數(shù)項(xiàng))，此時(shí)，即使富營養(yǎng)化物理化學(xué)指標(biāo)的相對高低能夠很好地指示富營養(yǎng)化水平和相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)，但通用的評估閾值可能也會造成錯(cuò)誤的評估結(jié)果，如本研究結(jié)果中的深水水庫TP(圖2). 因此，我們可以參照TSIm各物理化學(xué)指標(biāo)評估方程和閾值的構(gòu)建方法，建立“一類一策”的富營養(yǎng)化評估體系(具體方法請參照原文)[11,18].

表4 長江中下游主要類型湖庫的Chl.a和物理化學(xué)指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)的簡單線性回歸分析結(jié)果

圖3 非通江淺水湖泊Chl.a與SD的回歸分析Fig.3 Regression analysis of the relationship of Chl.a and SD of shallow Yangtze-isolated lakes along the middle and lower reaches of the Yangtze River

其次，我們認(rèn)為湖庫富營養(yǎng)化評估不應(yīng)該一味地綜合指標(biāo)，需要分別量化富營養(yǎng)化狀態(tài)參數(shù)和富營養(yǎng)化風(fēng)險(xiǎn)參數(shù)(Chl.a濃度). 富營養(yǎng)化狀態(tài)參數(shù)指的是氮磷等營養(yǎng)物質(zhì)的水平，反映了富營養(yǎng)化風(fēng)險(xiǎn)的潛力；富營養(yǎng)化風(fēng)險(xiǎn)參數(shù)指的是Chl.a濃度以及其他類似的表征，反映的是富營養(yǎng)化風(fēng)險(xiǎn)的現(xiàn)狀[4]. 分別量化富營養(yǎng)化狀態(tài)參數(shù)和影響參數(shù)具有重要的管理意義. 比如，本研究中的通江淺水湖泊，富營養(yǎng)化的狀態(tài)參數(shù)(TN和TP濃度)均處于較高水平(表1)，然而風(fēng)險(xiǎn)現(xiàn)狀卻較小，表現(xiàn)出了較低的Chl.a濃度. 通過分析我們可以發(fā)現(xiàn)，對于這類水體，藻類生長的物質(zhì)基礎(chǔ)是具備的，之所以藻類沒有異常增殖，其原因很大程度上是高的換水周期抑制了浮游植物生長[44]. 該結(jié)果意味著對于這種湖泊類型的富營養(yǎng)化風(fēng)險(xiǎn)管控首要考慮是維持原有的抑制因子(短的換水周期)以降低營養(yǎng)鹽的產(chǎn)藻貢獻(xiàn)，其次才是營養(yǎng)鹽削減. 在實(shí)際應(yīng)用中，可以采用Chl.a和營養(yǎng)鹽的比值(如Chl.a/TP)量化富營養(yǎng)化狀態(tài)參數(shù)轉(zhuǎn)變?yōu)楦粻I養(yǎng)化風(fēng)險(xiǎn)的能力[45]. 一般來說，對于某個(gè)特定的湖泊或者湖泊類型而言，該屬性在特定季節(jié)下的比值是相對穩(wěn)定的. 但人類活動造成的湖泊換水周期的延長、氣候變化隨伴隨的升溫效應(yīng)和風(fēng)速降低等，均會提高浮游植物對營養(yǎng)鹽的敏感度[22, 26]，這也意味著富營養(yǎng)化狀態(tài)(TN、TP)對富營養(yǎng)化風(fēng)險(xiǎn)(Chl.a)的貢獻(xiàn)能力會大大加強(qiáng). 如果Chl.a/TP的值有所提高，意味著我們要制定更加嚴(yán)格的營養(yǎng)鹽控制基準(zhǔn)[46]或者開展其他相關(guān)修復(fù)措施抑制浮游藻類對營養(yǎng)鹽的響應(yīng)，比如縮短換水周期等[26].

4 結(jié)論

本文以長江中下游3種典型的湖庫類型(非通江淺水湖泊、通江淺水湖泊和深水水庫)為例，對比分析了基于水質(zhì)理化指標(biāo)(TN、TP、SD和CODMn)和基于生物參數(shù)(富營養(yǎng)化的最終指示，Chl.a)的TLI指數(shù)的評估得分. 結(jié)果表明，在上述3種湖泊類型中，基于理化指標(biāo)和基于Chl.a的TLI指數(shù)評估結(jié)果均存在顯著性差異，說明全國通用的TLI物理化學(xué)指標(biāo)評估方程和相應(yīng)閾值在長江中下游湖庫并不適用. 該現(xiàn)象的主要原因是長江中下游湖庫巨大的生態(tài)背景差異對應(yīng)了復(fù)雜多變的水質(zhì)理化指標(biāo)和Chl.a的響應(yīng)關(guān)系. 因此，對于水質(zhì)理化指標(biāo)而言，基于同一響應(yīng)關(guān)系建立的全國通用評估公式在該區(qū)域特定湖泊或湖泊類型的評估結(jié)果可靠性難以保證. 針對長江中下游湖庫的富營養(yǎng)化評估，提出了如下建議. 對于歷史數(shù)據(jù)充足的湖庫(如太湖)，我們建議通過長時(shí)間序列的數(shù)據(jù)建立“一湖一策”的富營養(yǎng)化評估方法；對于該區(qū)域缺乏歷史數(shù)據(jù)的湖庫，推薦進(jìn)行合理的湖泊分類(根據(jù)換水周期和湖泊水深面積比值等)，并建立“一類一策”的富營養(yǎng)化評估方法. 此外，本文認(rèn)為這種物理化學(xué)參數(shù)和生物參數(shù)(富營養(yǎng)化最終指示)的評估結(jié)果不匹配的現(xiàn)象不僅僅局限于長江中下游湖庫，因此現(xiàn)階段“全國一策”的富營養(yǎng)化評估方法可能很難滿足未來“精準(zhǔn)”評價(jià)方法的需求，迫切需要細(xì)化湖泊富營養(yǎng)化評估和管理體系. 隨著國家對生態(tài)文明建設(shè)的高度重視以及湖泊觀測數(shù)據(jù)的不斷累積，本研究所建議的“一類一策”以及綜述的“一湖一策”的評價(jià)方法對未來的湖泊生態(tài)管理可能具有重要意義.

致謝：感謝周永強(qiáng)老師、施坤老師、笪文怡同學(xué)、余茂蕾同學(xué)、康麗娟同學(xué)、季鵬飛同學(xué)、史鵬程同學(xué)等物理湖泊與水文研究室眾多的老師和同學(xué)在樣品采集和數(shù)據(jù)分析過程中的幫助.