全 棟，張 生，史小紅，孫 標，宋 爽，郭子揚

(內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)水利與土木建筑工程學(xué)院，呼和浩特 010018)

寒旱區(qū)淺水型湖泊富營養(yǎng)化一直是較為突出的水環(huán)境問題之一，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的推進，使得工業(yè)廢水、農(nóng)田退水與生活污水中大量的營養(yǎng)物質(zhì)排入湖泊水體，造成水生生物的異常繁殖和水體生態(tài)功能的逐步惡化，導(dǎo)致湖泊水體富營養(yǎng)化的產(chǎn)生，對調(diào)節(jié)區(qū)域氣候及水熱平衡、涵養(yǎng)水源和凈化水質(zhì)及支撐區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生嚴重的制約[1-3]. 湖泊富營養(yǎng)化水環(huán)境影響因子的研究起初主要是通過控制條件的培養(yǎng)實驗，研究一種或多種水環(huán)境因子對水體富營養(yǎng)化的影響；隨著對富營養(yǎng)化機理的深入研究，充分考慮水質(zhì)因子、水文因子和氣象因子的共同作用，逐步發(fā)展為研究耦合因子對水體富營養(yǎng)化的影響作用[4-5]；基于對水體富營養(yǎng)化的長期跟蹤監(jiān)測和數(shù)值模擬分析，結(jié)合對水生生態(tài)系統(tǒng)的水動力學(xué)、熱力學(xué)和生物動態(tài)過程的綜合分析，逐漸形成了富營養(yǎng)化確定性機理模型和數(shù)據(jù)驅(qū)動模型，進一步豐富和深化水環(huán)境因子對水體富營養(yǎng)化影響作用的研究[6-7]. 烏梁素海水體富營養(yǎng)化的形成是自然地質(zhì)條件、氣候環(huán)境特征與人類活動綜合作用的結(jié)果，目前很多學(xué)者高度關(guān)注烏梁素海富營養(yǎng)化問題，通過野外遙感監(jiān)測、室內(nèi)生物實驗和數(shù)值模擬等技術(shù)，從區(qū)域大氣環(huán)境、冰-水二元環(huán)境及沉積物環(huán)境等不同角度對湖泊富營養(yǎng)化產(chǎn)生和發(fā)展的機理、水質(zhì)演變特征及污染物遷移轉(zhuǎn)化過程進行深入研究[8-10]. 近年來，通過開展生態(tài)工程措施對烏梁素海進行綜合治理，自2013年起，黃河每年經(jīng)紅圪卜排水站向烏梁素海生態(tài)補水2億～3億m3，至2018年補水量增加到5.94億m3；同時湖區(qū)內(nèi)實施網(wǎng)格水道與生態(tài)過渡帶人工濕地治理工程，在灌區(qū)內(nèi)開展控肥、控藥、控水和控膜等措施，減少了湖區(qū)內(nèi)源和農(nóng)業(yè)面源的污染，有效降低了鹽堿向湖泊的排放量，使得烏梁素海水體的富營養(yǎng)化程度逐漸減輕. 因此，實施生態(tài)補水和控制鹽堿的入湖量等一系列有效措施，充分體現(xiàn)了對湖泊水環(huán)境因子的調(diào)控可以維持并推動烏梁素海的水質(zhì)狀況向良性發(fā)展[11].

圖1 研究區(qū)及監(jiān)測點分布Fig.1 Location of study area and monitoring sites

烏梁素海作為寒旱區(qū)淺水型湖泊的典型代表，其具有獨特的流域地質(zhì)地貌環(huán)境、水文氣候特征及特殊的富營養(yǎng)化形成機制，因此，開展烏梁素海湖泊水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)影響程度的研究具有重要意義[12-13]. 基于之前的研究結(jié)果，通過對烏梁素海水體營養(yǎng)狀態(tài)與水環(huán)境因子之間建立Logit模型和Probit模型，分析出影響湖泊水體營養(yǎng)狀態(tài)最主要的水環(huán)境因子為鹽度、pH值和水深，同時結(jié)合水環(huán)境指標的特征與典型代表性，以鹽度、pH值和水深3個指標分別反映湖泊水體理化特征、湖泊水體無機物特征和湖泊環(huán)境與水動力特征，定性分析了湖泊水環(huán)境因子(鹽度、pH值和水深)對水體營養(yǎng)狀態(tài)的影響[14]. 現(xiàn)以2013-2018年每年1月和7月水質(zhì)監(jiān)測數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對典型代表性監(jiān)測點構(gòu)建營養(yǎng)狀態(tài)與水環(huán)境因子(鹽度、pH值和水深)之間的VAR模型，通過方差分解方法計算水環(huán)境因子對營養(yǎng)狀態(tài)的貢獻水平，定量地分析水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)的影響程度，同時界定出烏梁素海水體的營養(yǎng)狀態(tài)處于最佳水平條件下鹽度、pH值和水深指標的適宜范圍，旨在為烏梁素海湖泊水質(zhì)改善、富營養(yǎng)化治理與水環(huán)境保護提供一定理論依據(jù).

1 材料及方法

1.1 研究區(qū)概況

烏梁素海(40°36′～41°03′N，108°43′～108°57′E)位于內(nèi)蒙古自治區(qū)巴彥淖爾市烏拉特前旗境內(nèi)(圖1)，東起呼包鄂三角區(qū)，西至后套平原，南界黃河，北鄰狼山，屬典型寒旱區(qū)淺水型湖泊，是黃河流域具有重要生態(tài)功能的自然湖泊濕地. 湖區(qū)呈東西束窄、南北狹長狀，湖泊水體面積為320.1 km2(2019年)，現(xiàn)狀維持著4億～5億m3的蓄水量(2019年)；湖泊地處中國北方寒旱區(qū)，屬典型中溫帶大陸型干旱、半干旱季風(fēng)氣候，區(qū)域輻射強烈，干燥少雨，氣溫和降水具有明顯的季節(jié)性變化特征；流域內(nèi)地質(zhì)地貌形態(tài)主要由山前沖洪積平原、山麓階地、風(fēng)成沙丘及黃河沖洪積平原構(gòu)成，沉積物以粗顆粒砂質(zhì)為主；湖泊于每年11月初結(jié)冰，翌年3月末或4月初解凍消融，冰封期約5個月，2019年1月封凍期實測平均冰厚約為0.45 m[15].

1.2 數(shù)據(jù)來源及處理

通過對烏梁素海水體在2013-2018年每年1月和7月進行多年連續(xù)采樣監(jiān)測(監(jiān)測點如圖1)，利用綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)法評定湖泊水體的營養(yǎng)狀態(tài)，結(jié)合湖泊形態(tài)特征、沿岸環(huán)境狀況及水系分布特點，選取監(jiān)測點WL-1、WL-5、WL-7、WL-10、WL-12和WL-17(其中符號WL代表烏梁)作為代表，定量分析烏梁素海水環(huán)境因子鹽度(S)、pH值和水深(H)對湖泊水體營養(yǎng)狀態(tài)的貢獻水平，代表性監(jiān)測點概況及典型特征如表1所示，其中鹽度、pH值和水深數(shù)據(jù)為2013-2018年實測均值.

表1 監(jiān)測點特征

營養(yǎng)狀態(tài)與水環(huán)境因子之間的冗余分析采用Canoco軟件，數(shù)據(jù)處理及圖形繪制采用Excel、SPSS和ArcGIS軟件完成. 水質(zhì)因子總氮(TN)濃度、總磷(TP)濃度、重鉻酸鹽指數(shù)(CODCr)及葉綠素a(Chl.a)濃度分別采用堿性過硫酸鉀消解-紫外分光光度法、鉬銻抗分光光度法、硫酸亞鐵銨滴定法及丙酮萃取分光光度計法進行測定；SD、泥厚(h)和H分別采用塞氏盤法、測桿和聲吶儀測定，其余常規(guī)水質(zhì)指標電導(dǎo)率(EC)、S、pH值、水溫(T)、溶解氧(DO)濃度和溶解性總固體(TDS)等均采用瑞士梅特勒多參數(shù)儀在取樣時現(xiàn)場直接測定.

1.3 研究方法

1.3.1 綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)法 綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)法是以Chl.a作為基準參數(shù)，同時選取TP、TN、透明度(SD)和重鉻酸鹽指數(shù)(CODCr)4個參數(shù)計算水體綜合營養(yǎng)指數(shù)，進而評定水體營養(yǎng)狀態(tài)，其計算公式如式(1)和(2)所示. 其余參數(shù)指標的權(quán)重選取、營養(yǎng)狀態(tài)參數(shù)計算及營養(yǎng)狀態(tài)分級的標準依據(jù)《湖泊(水庫)富營養(yǎng)化評價方法及分級技術(shù)規(guī)定》確定，其中營養(yǎng)狀態(tài)具體劃分為：TLI(Σ)<30 為貧營養(yǎng)，30≤TLI(Σ)≤50為中營養(yǎng)，5070為重度富營養(yǎng)[16].

(1)

(2)

式中，TLI(Σ)為綜合營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)，Wj為第j種參數(shù)營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)的相關(guān)權(quán)重，TLI(j)為第j種參數(shù)的營養(yǎng)狀態(tài)指數(shù)，rij為第j種參數(shù)與基準參數(shù)Chl.a的相關(guān)系數(shù)，m為評價參數(shù)的個數(shù). Chl.a單位為 mg/m3，其余指標的單位均為mg/L.

1.3.2 向量自回歸模型 本文采用向量自回歸模型(VAR)數(shù)據(jù)分析方法研究烏梁素海水環(huán)境因子(鹽度、pH值和水深)對水體營養(yǎng)狀態(tài)的影響關(guān)系，進一步采用方差分解方法計算各水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率，進而定量分析各水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)的貢獻水平. VAR模型是揭示系統(tǒng)變量之間影響程度的一種數(shù)據(jù)分析方法，其廣泛應(yīng)用于社會、經(jīng)濟和環(huán)境等各個領(lǐng)域的研究，主要的研究對象有城市群中產(chǎn)業(yè)、人口與空間的影響關(guān)系，大氣污染物對PM2.5的影響程度，凍土層年際變化的主要影響因素及經(jīng)濟增長對碳排放的影響程度等，是一種較為成熟的數(shù)據(jù)分析處理方法，其模型表達式如式(3)所示[17-18].

yt=φ1yt-1+φ2yt-2+…+φpyt-p+Hxt+εt

(3)

式中，yt為k維內(nèi)生變量列向量，xt為d維外生變量列向量，p為模型滯后階數(shù)，εt為k維擾動列向量，φ和H為待估計系數(shù)矩陣，t為樣本個數(shù)，取值為t=1,2,3…,T.

2 結(jié)果與分析

2.1 營養(yǎng)狀態(tài)與水環(huán)境因子的關(guān)系

圖2 營養(yǎng)狀態(tài)與水環(huán)境因子的RDA分析Fig.2 RDA analysis of eutrophication status and water environment factors

為探討烏梁素海水體營養(yǎng)狀態(tài)與水環(huán)境因子間的相關(guān)關(guān)系，對TLI與水環(huán)境因子進行相關(guān)性分析和冗余分析(表2，圖2). 冗余分析結(jié)果表明，軸1和軸2的特征值分別為0.633和0.249，所選取的水環(huán)境因子共解釋了88.2%水體營養(yǎng)狀態(tài)的變化信息，其中鹽度、pH值、水深、水溫與TLI之間具有明顯的相關(guān)性. 相關(guān)性分析表明鹽度、pH值、水深、水溫與TLI的相關(guān)性較高，相關(guān)系數(shù)分別為0.526、0.436、0.569和-0.622，且鹽度、pH值、水溫與TLI呈正相關(guān)，水深與TLI呈負相關(guān). 水溫的變化對水生動植物光合作用強度與呼吸代謝速率產(chǎn)生一定的影響；鹽度是湖泊水生生物的營養(yǎng)元素，參與水生生物物質(zhì)的攝取與代謝、能量的轉(zhuǎn)化與釋放全過程；pH值影響著水生生物的生存繁殖及水體內(nèi)一系列生物化學(xué)反應(yīng)；水深及水深變化產(chǎn)生的流速梯度也在湖泊水體物理推動方面具有重要的作用[19-20]. 因此，水溫、鹽度、pH值和水深是烏梁素海湖泊水體營養(yǎng)狀態(tài)的重要影響因子.

表2 TLI與水環(huán)境因子間的相關(guān)性分析

2.2 湖泊水環(huán)境因子貢獻水平分析

為定量分析烏梁素海水環(huán)境因子(鹽度、pH值和水深)對水體營養(yǎng)狀態(tài)的貢獻水平，現(xiàn)選取WL-1、WL-5、WL-7、WL-10、WL-12和WL-17作為代表性監(jiān)測點，利用2013-2018年每年1月和7月的水環(huán)境指標監(jiān)測數(shù)據(jù)對各監(jiān)測點分別構(gòu)建VAR模型. 首先采用單位根檢驗(ADF)方法對各監(jiān)測點建立的時間序列分別進行平穩(wěn)性檢驗，比較ADF檢驗T統(tǒng)計量的值來判斷時間序列的平穩(wěn)性，對于不平穩(wěn)的時間序列進行一階差分后再次進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果表明各監(jiān)測點鹽度、pH值和水深指標的時間序列ADF檢驗t值均小于5%臨界值，即各監(jiān)測點時間序列均平穩(wěn)，可以進行建模. 再對各監(jiān)測點鹽度、pH值和水深指標的時間序列進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，目的是檢驗?zāi)匙兞繙箜検欠癜谄溆嘧兞恐校疚目紤]到數(shù)據(jù)的時間序列長度，選擇2階滯后期對水體營養(yǎng)狀態(tài)與鹽度、pH值和水深分別進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果表明各監(jiān)測點在5%顯著水平條件下接受原假設(shè)，即鹽度、pH值和水深的變化確實引起水體營養(yǎng)狀態(tài)的變化.

表3 滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

圖3 VAR模型平穩(wěn)性檢驗Fig.3 Stability test of VAR

現(xiàn)對通過平穩(wěn)性檢驗與格蘭杰因果關(guān)系檢驗的時間序列建立VAR模型，建模過程以監(jiān)測點WL-7為代表，其余監(jiān)測點建模過程均與WL-7點相同，本文不再一一贅述. 對監(jiān)測點WL-7建立的VAR模型的滯后階數(shù)進行確定，以赤池信息準則(AIC)、施瓦茨信息準則(SC)和對數(shù)似然值(lg L)取值最小為原則確定滯后階數(shù)，滯后階數(shù)檢驗結(jié)果如表3所示，結(jié)果表明滯后階數(shù)為0階時，AIC、SC及l(fā)g L值相對較小，但其R2值幾乎為0，表明模型擬合結(jié)果極差；對比滯后階數(shù)為1階和2階時AIC、SC及l(fā)g L值大小，同時考慮模型擬合效果，確定監(jiān)測點WL-7點VAR模型的滯后階數(shù)為2階.

對監(jiān)測點WL-7建立的VAR模型需進行模型穩(wěn)定性檢驗，以此保證模型后續(xù)的方差分解分析具備有效性，模型穩(wěn)定性的檢驗依據(jù)模型所有根的倒數(shù)值均在單位圓內(nèi)，即所有根的模倒數(shù)值均小于1，穩(wěn)定性檢驗結(jié)果如圖3所示，結(jié)果表明所建模型穩(wěn)定，可以進行后續(xù)方差分解分析. 因此監(jiān)測點WL-7的VAR模型方程為式(4)所示：

Yt=MYt-1+NYt-2+C

(4)

式中，Y=[營養(yǎng)狀態(tài) 鹽度 pH值 水深]T，t為樣本個數(shù)，取值為時間序列數(shù). 系數(shù)M、N及常數(shù)項C的矩陣形式如式(5)～(7)所示.

(5)

(6)

(7)

為研究烏梁素海水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)的影響程度，定量反映水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)的貢獻水平，現(xiàn)對各監(jiān)測點的VAR模型進行方差分解分析，綜合考慮建模時所用數(shù)據(jù)的時間序列尺度和方差分解的實際結(jié)果，對各監(jiān)測點分別進行期數(shù)為10期的方差分解分析，結(jié)果如圖4所示. 各監(jiān)測點水體營養(yǎng)狀態(tài)對自身的方差貢獻率隨時間推移逐漸降低并趨于穩(wěn)定貢獻水平，其中監(jiān)測點WL-1、WL-5、WL-7、WL-10、WL-12和WL-17的水體營養(yǎng)狀態(tài)對自身方差貢獻率分別于第4期、第5期、第7期、第6期、第6期和第6期趨于穩(wěn)定貢獻水平，貢獻率分別為33.38%、80.54%、51.54%、67.05%、60.36%和43.94%. 各監(jiān)測點水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率先逐漸增加而后趨于穩(wěn)定貢獻水平，其中WL-1點鹽度、pH值和水深指標對營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率分別在第4期、第2期和第3期達到峰值50.79%、12.21%和7.48%；WL-5點鹽度、pH值和水深指標對營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率分別在第3期、第4期和第5期達到峰值4.62%、0.74%和14.20%；WL-7點鹽度和pH值指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率至第10期達到峰值23.63%和15.11%，而水深指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率至第8期趨于穩(wěn)定貢獻水平，方差貢獻率為9.77%；WL-10點鹽度和水深指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率至第9期趨于穩(wěn)定貢獻水平，方差貢獻率分別為0.25%和19.72%，而pH值指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率至第10期趨于穩(wěn)定貢獻水平，方差貢獻率為12.97%；WL-12點鹽度和pH值指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率至第8期趨于穩(wěn)定貢獻水平，方差貢獻率分別為14.17%和6.77%，而水深指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率至第10期達到18.70%；WL-17點鹽度、pH值和水深指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率分別在第6期、第6期和第5期達到峰值38.76%、10.25%和7.03%. 綜上所述，水環(huán)境因子是水體富營養(yǎng)化產(chǎn)生和發(fā)展過程中的重要影響因子，現(xiàn)以各監(jiān)測點水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)的穩(wěn)定貢獻水平為準，監(jiān)測點WL-1、WL-5、WL-7、WL-10、WL-12和WL-17水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)的綜合貢獻率分別為66.62%、19.46%、48.46%、32.95%、39.63%和56.05%；其中鹽度、pH值和水深指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率分別在0.25%～50.79%、0.83%～15.11%和7.03%～19.72%之間，且三者綜合方差貢獻率均值為43.86%，最高可達66.62%.

圖4 監(jiān)測點方差分解關(guān)系Fig.4 Variance decomposition of monitoring points

2.3 湖泊水環(huán)境因子適宜范圍界定

通過鹽度、pH值和水深指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)貢獻水平的分析，表明水環(huán)境因子對水體富營養(yǎng)化起著重要的影響作用，為確定烏梁素海水體中鹽度、pH值和水深指標的適宜范圍，本文采取以湖區(qū)營養(yǎng)狀態(tài)處于最佳水平條件作為標準來界定水環(huán)境因子的適宜范圍. 通過ArcGIS軟件，對烏梁素海2013-2018年1月和7月的水體TLI空間分布按照營養(yǎng)狀態(tài)的等級分類并提取相應(yīng)等級的湖區(qū)面積，統(tǒng)計不同營養(yǎng)狀態(tài)下湖區(qū)面積占全湖面積的比例，結(jié)果如圖5所示. 2013年1月-2015年1月烏梁素海水體富營養(yǎng)化程度較重，且2013年7月水體呈現(xiàn)重度富營養(yǎng)化的湖區(qū)面積比例高達11.1%，而2015年1月份全湖水體均呈現(xiàn)富營養(yǎng)化狀態(tài)，其中輕度富營養(yǎng)化湖區(qū)面積比例為83.3%，中度富營養(yǎng)化面積比例為16.7%；自2015年7月烏梁素海水體富營養(yǎng)化程度明顯減輕，且7月份水體營養(yǎng)狀態(tài)總體好于1月份水體營養(yǎng)狀態(tài)，其中2016-2018年連續(xù)3年的7月水體僅呈現(xiàn)輕度富營養(yǎng)化，占湖區(qū)面積的比例分別為16.7%、5.6%和38.9%，而其余區(qū)域水體水質(zhì)良好且均不呈現(xiàn)富營養(yǎng)化狀態(tài). 綜合對比可知，烏梁素海在2017年7月全湖水體營養(yǎng)狀態(tài)處于最佳水平，全湖面積的94.4%水體均不呈現(xiàn)富營養(yǎng)化，其中水體呈中營養(yǎng)和貧營養(yǎng)狀態(tài)的面積比例分別為88.9%(多年間最高)和5.5%，而全湖僅5.6%(多年間最低)的面積呈輕度富營養(yǎng)化狀態(tài). 因此，以2017年7月湖泊水環(huán)境因子的范圍作為標準，界定烏梁素海水體鹽度、pH值和水深指標的適宜范圍分別為0.06～2.68 g/L、7.50～8.63和1.76～3.50 m，且相應(yīng)營養(yǎng)狀態(tài)水平條件下全湖鹽度、pH值和水深指標的均值分別為1.55 g/L、8.15和2.33 m.

圖5 烏梁素海水體營養(yǎng)狀態(tài)特征Fig.5 Characteristics of eutrophication status of Lake Ulansuhai

3 討論

3.1 鹽度、pH值對營養(yǎng)狀態(tài)的影響

鹽度作為水體中浮游動植物生長的必需元素和主要調(diào)控因子，對生物體內(nèi)酶的活性、生長代謝及生理生化過程具有重要的影響作用. 水體鹽度較高會對水生生物產(chǎn)生鹽脅迫作用，使水生生物的活性受到抑制，影響水生生物對營養(yǎng)元素的吸收和利用，進而減弱水生動植物的呼吸作用、光合作用及微生物反硝化作用；而在水體適宜鹽度變化范圍內(nèi)，鹽度升高有利于藻類微生物的繁殖，造成水體內(nèi)藻類生物指標的超標，引起湖泊水體富營養(yǎng)化[21-22]. 此外，烏梁素海地處半干旱地區(qū)，區(qū)域降水量小而蒸發(fā)強度大，造成湖水含鹽量較高，有利于藻類新陳代謝的殘渣與細胞分解物部分附著于藻類表面，造成水體有機物濃度的升高，進而引起水體的富營養(yǎng)化[23]. 依據(jù)多年間實際監(jiān)測結(jié)果，烏梁素海夏季7月份水體的鹽度均值由2013年的1.26 g/L降低至2018年的1.01 g/L，相應(yīng)水體TLI均值由62.95降低至46.33，水體鹽度值降低使得營養(yǎng)狀態(tài)呈現(xiàn)向好的轉(zhuǎn)變趨勢. pH值作為反映湖泊水質(zhì)特征的重要指標，其在一定程度上影響著水體中有機物的氧化分解過程、水生植物的光合作用過程及水生植物群落的多樣性. 2018年烏梁素海水體pH值的實際監(jiān)測變化范圍處于7.5～8.9之間，湖泊水體在堿性環(huán)境下有利于具有懸浮機制性藻類的生長與繁殖，引起水體內(nèi)懸浮物數(shù)量的增加，對湖泊水環(huán)境產(chǎn)生負面的影響而引起湖泊水質(zhì)惡化[24-25]. 因此，通過對烏梁素海水環(huán)境因子中鹽度和pH值的合理調(diào)控，可以有效改善湖泊水體的營養(yǎng)狀況.

3.2 水深對營養(yǎng)狀態(tài)的影響

烏梁素海湖區(qū)內(nèi)自然蘆葦區(qū)占據(jù)絕對優(yōu)勢，北部大面積區(qū)域內(nèi)蘆葦生長導(dǎo)致水深較淺且湖水徑流緩慢，降低了污染物的遷移轉(zhuǎn)化能力，易于污染物的沉積積累，也為沉積物中營養(yǎng)元素的內(nèi)源釋放創(chuàng)造了條件[26]. 水深的變化同時也引起水體內(nèi)營養(yǎng)鹽和有機物的濃度分布變化，對水生生物的生存環(huán)境條件產(chǎn)生重要的影響，水深變動產(chǎn)生的流速梯度也促進湖水徑流循環(huán)而引起有機污染物的遷移轉(zhuǎn)化，加速了有機污染物隨湖水徑流運動而排出湖泊，有效避免有機污染物在湖泊內(nèi)沉積，此外水深增加直觀表現(xiàn)為湖泊蓄水量的增加，從而降低水體內(nèi)污染物的濃度并有效改善湖泊的水質(zhì)狀況[27-28]. 據(jù)黃河水利委員會報道，2018年黃河凌汛期和灌溉間歇期，利用黃河流量較大的有利時機分別向烏梁素海生態(tài)補水2.14億m3和2.06億m3；截止2019年9月，2019年度黃河累計向烏梁素海生態(tài)補水4.18億m3，湖區(qū)水位大幅度升高，促進了湖區(qū)內(nèi)水體的流動和循環(huán)，湖區(qū)內(nèi)蓄水量顯著的增加也使得水體達到充分稀釋凈化后退入黃河，從而有效改善了湖泊的水質(zhì)狀況. 分析烏梁素海2003-2018年全湖水深與TLI的均值變化趨勢如圖6所示，烏梁素海水深均值呈遞增的變化趨勢，而TLI均值呈現(xiàn)遞減的變化趨勢，說明烏梁素海湖泊水深增大、蓄水量增加對水體營養(yǎng)狀態(tài)有著明顯的改善作用.

圖6 水深與綜合營養(yǎng)指數(shù)的關(guān)系 Fig.6 Relationship between the water depth and comprehensive nutrition index

3.3 人類活動對營養(yǎng)狀態(tài)的影響

烏梁素海自2016年以來，按照“生態(tài)補水、控源減污、修復(fù)治理、資源利用、持續(xù)發(fā)展”的思路實施綜合治理. 通過實施生態(tài)補水、工業(yè)點源治理、農(nóng)業(yè)面源治理、湖系內(nèi)源治理與建設(shè)人工濕地等一些列措施，使得湖區(qū)內(nèi)污染程度逐漸減輕，水質(zhì)狀況呈現(xiàn)逐漸好轉(zhuǎn)的變化趨勢. 據(jù)巴彥淖爾市政協(xié)委員會報道，2018年烏梁素海實施點源污染“零入?！毙袆?，完成流域內(nèi)36個水質(zhì)自動站和排水污染源在線監(jiān)控，并全面啟動污水治理及再生水回用工程，日處理污水能力達26.6萬m3；同時建成人工濕地60 km2，建成網(wǎng)格水道54條，將總排干農(nóng)田退水引入人工濕地，利用植物對氮、磷的吸附作用以消減其入湖量；此外烏梁素海積極實施生態(tài)補水工程，2005-2018年累計向湖泊補水達20億m3，適當(dāng)擴大湖泊水域面積，消除湖區(qū)內(nèi)大面積的滯水區(qū)，提升湖區(qū)水體的自凈能力，有效改善湖區(qū)的水質(zhì)狀況[29-30]. 現(xiàn)統(tǒng)計分析烏梁素海實施綜合治理前后主要水質(zhì)指標均值的變化情況如表4所示，烏梁素海湖泊TLI由2013-2015年的58.11降低至2017-2019年的44.42，水體營養(yǎng)狀態(tài)由輕度富營養(yǎng)化轉(zhuǎn)變?yōu)橹袪I養(yǎng)；2017-2019年度的TN、TP和CODCr指標的均值較2013-2015年度均有所降低，水深則呈現(xiàn)增加的變化趨勢. 因此，通過合理有效的人類活動可以使得烏梁素海湖泊水體的營養(yǎng)狀況得到明顯的改善.

表4 烏梁素海湖泊水質(zhì)指標變化

4 結(jié)論

1)通過對烏梁素海水體營養(yǎng)狀態(tài)與水環(huán)境因子間進行方差分解分析可知：水環(huán)境因子對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率在初期明顯增大而后趨于穩(wěn)定貢獻水平；鹽度、pH值和水深指標對水體營養(yǎng)狀態(tài)的方差貢獻率分別在0.25%～50.79%、0.83%～15.11%和7.03%～19.72%之間，且三者綜合方差貢獻率均值為43.86%，最高可達66.62%.

2)通過以湖區(qū)水體的營養(yǎng)狀態(tài)處于最佳水平條件作為標準，界定出烏梁素海水體鹽度、pH值和水深指標的適宜范圍分別為0.06～2.68 g/L、7.50～8.63和1.76～3.50 m，且全湖94.4%的水體面積不呈現(xiàn)富營養(yǎng)化狀態(tài)時鹽度、pH值和水深指標的均值分別為1.55 g/L、8.15和2.33 m. 因此，可以通過人類活動調(diào)控水體中水環(huán)境因子鹽度和pH值大小，以及采取以水養(yǎng)湖的策略來實現(xiàn)湖泊水體富營養(yǎng)化的改善與治理.